Umfrageforschung: Herausforderungen und Grenzen

Martin Weichbold · Johann Bacher · Christof Wolf (Hrsg.) Umfrageforschung

Österreichische Zeitschrift für Soziologie Sonderheft 9/2009 Herausgeber: Vorstand der Österreichischen Gesellschaft für Soziologie: Christian Fleck, Monika Kronberger, Sonja Laubichler, Beate Littig, Johanna Muckenhuber, Joachim Nemella, Harald Rohracher, Katharina Scherke

Martin Weichbold Johann Bacher Christof Wolf (Hrsg.)

Umfrageforschung Herausforderungen und Grenzen

Österreichische Zeitschrift für Soziologie Vierteljahresschrift der Österreichischen Gesellschaft für Soziologie 34. Jahrgang, Sonderheft 9, Juni 2009 Herausgeber: Vorstand der Österreichischen Gesellschaft für Soziologie: Christian Fleck, Monika Kronberger, Sonja Laubichler, Beate Littig, Johanna Muckenhuber, Joachim Nemella, Harald Rohracher, Katharina Scherke. Redaktion: Eva Buchinger, Hubert Eichmann, Eva Flicker, Johanna Hofbauer, Lorenz Lassnigg, Heinz-Jürgen Niedenzu, Franz Ofner, Dieter Reicher, Martin Weichbold, Angelika Wetterer, Meinrad Ziegler. Redaktionssprecher: Franz Ofner (Universität Klagenfurt, [email protected]), Meinrad Ziegler (Universität Linz, [email protected]) und Heinz-Jürgen Niedenzu für die eingehenden Manuskripte (Universität Innsbruck, [email protected]). Rezensionsredakteur: Dieter Reicher, (Universität Graz, [email protected]) Redaktionelle Zuschriften bitte nur an die Redaktion senden. Unverlangt eingesandte Rezensionsexemplare können nicht zurückgeschickt werden. VS Verlag für Sozialwissenschaften | GWV Fachverlage GmbH Abraham-Lincoln-Straße 46 | 65189 Wiesbaden | www.vs-verlag.de Geschäftsführer: Dr. Ralf Birkelbach (Vors.), Albrecht F. Schirmacher Gesamtleitung Anzeigen: Thomas Werner Gesamtleitung Produktion: Christian Staral Gesamtleitung Vertrieb: Gabriel Göttlinger Leserservice: Martin Gneupel, Telefon (06 11) 78 78-151; Telefax (06 11) 78 78-423; E-Mail: [email protected] Marketing: Ronald Schmidt-Serrière M.A.,Telefon (06 11) 78 78-2 80; Telefax (06 11) 78 78-4 40; E-mail: [email protected] Anzeigenleitung: Yvonne Guderjahn, Telefon (06 11) 78 78-155; Telefax (06 11) 78 78-4 30; E-mail: [email protected] Anzeigendisposition: Monika Dannenberger, Telefon (06 11) 78 78-1 48; Telefax (06 11) 78 78-4 43; E-mail: [email protected] Es gilt die Sammelpreisliste vom 01. 01. 2009. Produktion/Layout: Frieder Kumm, Telefon (06 11) 78 78-1 75; Telefax (06 11) 78 78-4 68; E-mail: [email protected] Bezugsbedingungen 2009: Jährlich erscheinen 4 Hefte. Jahresabonnement / privat (print+online) € 65,–; Jahresabonnement / privat (nur online) € 39,–; Jahresabonnement / Bibliotheken/Institutionen (nur print) € 117,–; Jahresabonnement Studenten/Emeritus (print+online) – bei Vorlage einer Studienbescheinigung € 29,–. Alle Print-Preise zuzüglich Versandkosten. Alle Bezugspreise und Versandkosten unterliegen der Preisbindung. Kündigungen der Abonnements müssen spätestens 6 Wochen vor Ablauf des Bezugszeitraumes schriftlich mit Nennung der Kundennummer erfolgen. © VS Verlag für Sozialwissenschaften | GWV Fachverlage GmbH, Wiesbaden 2009 VS Verlag für Sozialwissenschaften ist Teil der Fachverlagsgruppe Springer Science+Business Media. Alle Rechte vorbehalten. Kein Teil dieser Zeitschrift darf ohne schriftliche Genehmigung des Verlages vervielfältigt oder verbreitet werden. Unter diesen Vorbehalt fällt insbesondere die gewerbliche Vervielfältigung per Kopie, die Aufnahme in elektronischen Datenbanken und die Vervielfältigung auf CD-ROM und allen anderen elektronischen Datenträgern. Satz: Laudenbach, Sigmundsgasse 14, A-1070 Wien Druck und buchbinderische Verarbeitung: Krips b.v., Meppel Gedruckt auf säurefreiem und chlorfrei gebleichtem Papier. Printed in the Netherlands ISSN 1011-0070 Gedruckt mit Unterstützung des Bundesministeriums für Wissenschaft und Forschung in Wien GESIS – Leibniz-Institut für Sozialwissenschaften Stiftungs- und Förderungsgesellschaft der Paris-Lodron-Universität Salzburg Linzer Hochschulfonds (LHF) ISBN 978-3-531-16319-2

Inhaltsverzeichnis Martin Weichbold, Johann Bacher, Christof Wolf Herausforderungen und Grenzen der Umfrageforschung. Zur Einleitung . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1

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Methodeneffekte

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat Möglichkeiten zur Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk. Zum Potenzial von Warmkontakt und randomisierter Geburtstagsauswahl . . . . . . . . . . . .

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Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig Mode-Effekte bei telefonischen Befragungen über Festnetz und Mobilfunk: Auswirkungen auf die Datenqualität . . . . . . . . . . . . . . . . .

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Julia Simonson Klassenzimmerbefragungen von Kindern und Jugendlichen: Praktikabilität, Potentiale und Probleme einer Methode . . . . . . . . . . .

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Monika Taddicken Methodeneffekte von Web-Befragungen: Soziale Erwünschtheit vs. Soziale Entkontextualisierung . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 85 2

Computerbasierte Befragungen

Joachim Gerich Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung. Der Einfluss Auditiver und Visueller Elemente auf das Antwortverhalten in Befragungen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 107 Albert Greinöcker Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen . . . 131 Jörg Blasius, Maurice Brandt Repräsentativität in Online-Befragungen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 157

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Stichproben

Sabine Häder, Matthias Ganninger, Siegfried Gabler Die Stichprobenziehung für den European Social Survey: Prinzipien und Ergebnisse . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 181 Folkert Aust, Helmut Schröder Sinkende Stichprobenausschöpfung in der Umfrageforschung – ein Bericht aus der Praxis . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 195 Volker Hüfken Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“. „Drop-off“-Erhebungen im Rahmen der Allgemeinen Bevölkerungsbefragung (ALLBUS) 2004 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 213 Siegfried Gabler, Sabine Häder Die Kombination von Mobilfunk- und Festnetzstichproben in Deutschland . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 239 Johann Bacher Analyse komplexer Stichproben . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 253 4

Spezielle Zielgruppen und ihre Inklusion

Bettina Stadler Die Befragung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen . . . . . . . 275 Wolfgang Aschauer Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 293 Angela Wroblewski Berücksichtigung der Situation von Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen in Umfragen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 317 Marek Fuchs Item-Nonresponse in einer Befragung von Alten und Hochbetagten. Der Einfluss von Lebensalter und kognitiven Fähigkeiten . . . . . . . . . . 333 6

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Herausforderungen der Großforschung

Anja Kettner, Michael Stops Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich? . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 353 Michael Ruland, Marcel Raab, Benno Schönberger, Hans-Peter Blossfeld, Dirk Hofäcker, Sandra Buchholz, Paul Schmelzer GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 373 Christof Wolf, Paul Lüttinger Verteilung von Proxy-Interviews im deutschen Mikrozensus . . . . . . . 395

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Alternative Befragungstechniken

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung („Signs of Incivility“) . . . . . . . . . 415 Georgios Papastefanou Ambulatorisches Assessment: Eine Methode (auch) für die Empirische Sozialforschung . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 443 Henrik Kreutz Fortschritte bei der Auflösung der ceteris-paribus-Klausel: Was leistet die Quasi-experimentelle Frageform im Vergleich zu Vignetten? Eine methodologische Erörterung . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 469 Andreas Quatember Neue Entwicklungen bei statistischen Methoden zur Verringerung von Falschantworten und Antwortausfällen bei heiklen Themen . . . . 499

7

7

Methodologische Grundfragen

Reinhard Bachleitner, Wolfgang Aschauer Zur Situationsspezifität von Raum, Zeit und Befindlichkeit in der Umfrageforschung . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 515 Markus Pausch Eurobarometer und die Konstruktion eines europäischen Bewusstseins . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 539 Martin Weichbold Zur Bestimmung und Sicherung der „Qualität“ von Umfragen . . . . . . 553

Autorinnen und Autoren . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 571

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Martin Weichbold, Johann Bacher, Christof Wolf

Martin Weichbold, Johann Bacher, Christof Wolf

Herausforderungen und Grenzen der Umfrageforschung. Zur Einleitung Vor mehr als einem halben Jahrhundert wagte René König die Prophezeiung, dass „das Interview in seinen verschiedenen Formen doch immer der Königsweg der praktischen Sozialforschung bleiben“ (1952, 27) werde. Die empirische Sozialforschung befand sich in Europa damals „in der Gründungsphase“ (Weischer 2004, 37), und die Situation ist mit jener von heute nur schwer vergleichbar. Dennoch scheint die Prognose von König noch immer Gültigkeit zu haben. Die Nachfrage nach Daten aus der Markt- und Sozialforschung ist enorm gewachsen und heute auch ein wichtiger ökonomischer Faktor. Das Umsatzvolumen für (kommerzielle) Markt- und Sozialforschung in Deutschland für 2007 wird auf mehr als 2 Milliarden Euro geschätzt1, davon macht die Umfrageforschung nach wie vor den Löwenanteil aus. Doch es wäre zu kurz gegriffen, nur quantitative Indikatoren für die Entwicklung der Umfrageforschung zu sehen, in den letzten Jahren haben sich auch die Rahmenbedingungen geändert, unter denen Sozialforschung heute stattfindet, aber auch die Methode selbst hat sich weiter entwickelt. Betrachtet man die Rahmenbedingungen, so ist zunächst festzustellen, dass die Anforderungen an die Umfrageforschung anders geworden sind: Ergebnisse müssen in immer kürzerer Zeit vorliegen, zumal auch ökonomische oder politische Entscheidungen rascher getroffen werden. Nationalstaatliche Grenzen werden in einem zusammenwachsenden Europa immer öfter irrelevant, und so muss auch die Umfrageforschung zusehends international und vergleichend arbeiten (vgl. Pfau-Effinger & Sakac Magdalenic & Wolf, 2009). Dabei wandeln sich die Gesellschaft(en) in Europa beständig. Neben demografischen Änderungen (wie gesellschaftliche Alterung, Migration oder Änderungen in den Lebensformen und Haushaltsstrukturen) sind es Phänomene wie zunehmende Mobilität oder eine abnehmende Bereitschaft zur Teilnahme an Umfragen (vgl. Kaase 1999, 28), die hier neue Herausforderungen schaffen. 9

Martin Weichbold, Johann Bacher, Christof Wolf

Veränderungen betreffen aber nicht zuletzt die Methode selbst. In den letzten Jahren und Jahrzehnten sind neue Befragungsformen entstanden. König bezog sich in seinen Ausführungen auf das persönliche Interview (heute würde man sagen: das Face-to-face-Interview), das in der Zwischenzeit vom Telefoninterview überflügelt wurde – zumindest was die Häufigkeit seiner Anwendung betrifft.1 Die voranschreitende Nutzung von Mobiltelefonen bringt es mit sich, dass hierbei insbesondere die Auswahlverfahren wieder zu überdenken sind. Seit einigen Jahren haben sich zudem, trotz mancher ungeklärter Fragen (etwa zur Repräsentativität), Onlinebefragungen etabliert. Generell ist die Entwicklung der empirischen Sozialforschung durch eine Technisierung und insbesondere Computerisierung geprägt (vgl. Weichbold 2005, 55). Der Einsatz von Computern als Befragungsinstrument ist nur ein letzter Schritt, auch alle anderen Phasen empirischer Sozialforschung, von der Konzeption über die Stichprobenziehung bis hin zur Datenanalyse erfolgen computergestützt, was neue Möglichkeiten mit sich bringt, aber auch eine gewisse Determination bedeutet. Besonders deutlich wird diese Veränderung im Bereich der Datenanalyse. Mit dem Computereinsatz sind neue Analyseformen wie etwa Clusteranalysen, komplexe Strukturgleichungsmodelle oder multivariate Analysen kategorialer Daten nicht nur möglich geworden, mit dem Ausmaß ihrer Anwendung werden sie auch zu Standards der Datenanalyse (vgl. Scheuch 1999, 10). Neue Forschungsdesigns bringen neue Perspektiven; Netzwerkanalysen, eine stärkere Berücksichtigung der zeitlichen Perspektive (Paneldaten, Ereignisanalysen) oder eine zunehmende Flut an prozessproduzierten Daten betreffen die Umfrageforschung zwar nicht im engeren Sinne, markieren aber relevante Entwicklungen in ihrem Umfeld (vgl. Weischer 2004, 415). Auch wenn die Befragung nach wie vor als ,Königsweg‘ der empirischen Sozialforschung gelten mag, bilden die skizzierten Veränderungen immer wieder neue Herausforderungen. Diese betreffen nicht nur die Praxis der Umfrageforschung, sondern insbesondere auch die Methodenforschung. Die Grenzen der Umfrageforschung sind dabei nicht starr, sondern verändern sich; aber wie alle Methoden hat auch die Umfrageforschung ihre Grenzen. Der vorliegende Band vereint ausgewählte Beiträge von zwei einschlägigen Tagungen, die 2008 stattgefunden haben, nämlich jener der Sektion ,Methoden der Empirischen Sozialforschung‘ der Deutschen Gesellschaft für Soziologie und jene der Sektion ,Soziologische Methoden und Forschungsdesigns‘ der österreichischen Gesellschaft für Soziologie. Nicht nur 10

Herausforderungen und Grenzen der Umfrageforschung. Zur Einleitung

am Umfang des Buches wird die Vielfalt der Herausforderungen für die Umfrageforschung sichtbar, auch die abgehandelten Themen zeigen die Breite der Fragestellungen und geben einen Einblick in die aktuelle Diskussion und den Forschungsstand. Bereits im ersten Block Methodeneffekte wird eine zentrale Fragestellung angesprochen: Welchen Einfluss hat die Entscheidung für eine bestimmte Befragungsform auf die Ergebnisse? Angesichts neuer Erhebungsformen (z. B. Onlinebefragungen) oder modifizierter Befragungsbedingungen hat diese Frage besondere Aktualität. Die ersten beiden Beiträge greifen diese Thematik für Telefonbefragungen, konkret für die aktuelle Problematik von Mobilfunkbefragungen auf. Tino Schlinzig und Götz Schneiderat gehen der Frage nach, wie sinkenden Ausschöpfungsraten begegnet werden kann. Dabei untersuchen sie die Teilnahmebereitschaft an Mobilfunkbefragungen und zeigen, dass eine Vorankündigung per SMS die Teilnahmebereitschaft erhöhen kann. Zudem überprüfen sie die Praktikabilität und die Effekte eines neuen Auswahlverfahrens auf Haushaltsebene – der randomisierten Geburtstagsauswahl – für Festnetzbefragungen. Michael Häder, Mike Kühne und Tino Schlinzig untersuchen Mode-Effekte bei Festnetz- und Mobilfunkbefragungen anhand von Item-Nonresponse und Erinnerungsfragen und kommen zum Schluss, dass unter Berücksichtigung bestimmter Umstände beide Verfahren durchaus parallel eingesetzt werden können. Eine andere Methode stellt Julia Simonson vor, nämlich die vor allem für die Befragung von Kindern und Jugendlichen eingesetzte Klassenzimmerbefragung. Besondere Aufmerksamkeit schenkt die Autorin dabei Fragen der Datengüte, konkret der Validität und der sozialen Erwünschtheit beim Antwortverhalten. Schließlich beschäftigt sich Monika Taddicken in ihrem Beitrag mit Methodeneffekten von Web-Befragungen im Vergleich zu schriftlicher Befragung bzw. CATI. Die festgestellten Effekte interpretiert sie dabei als Folge der eingeschränkten Kommunikationskanäle bei der computervermittelten Kommunikation im Spannungsfeld zwischen sozialer Erwünschtheit und sozialer Entkontextualisierung. Die Beiträge des zweiten Blocks, Computerbasierte Befragungen, beschäftigen sich mit den Möglichkeiten und Grenzen, die Befragungen am Computer und dabei vor allem Online-Befragungen bieten. Joachim Gerich zeigt die Möglichkeiten und Folgen der Einbindung multimedialer Elemente in der Datenerhebung. Er vergleicht den Einsatz auditiver und visueller Elemente in der computergestützten Befragung mit ,konventionellen‘ Onlinebefragungen, wobei er eine Verbesserung der Datenqualität feststellt und diese mit der höheren Zahl an Kommunikationskanälen bzw. 11

Martin Weichbold, Johann Bacher, Christof Wolf

,Social Cues‘ begründet. Albert Greinöcker präsentiert die Ergebnisse seiner Experimente mit unterschiedlichen Gestaltungsformen von Skalenfragen (und dabei insbesondere visueller Analogskalen), wobei nicht nur Unterschiede im Antwortverhalten untersucht werden, sondern über das Abbruchverhalten, die Messung von Antwortdauern sowie die Bewertung der verschiedenen Formen durch die Befragten auch deren Einsatz in der Praxis evaluiert wird. Einem zentralen Einwand gegen Online-Befragungen, nämlich der fehlenden Repräsentativität, widmen sich Jörg Blasius und Maurice Brandt. Sie schlagen für Online-Panels vor, nicht wie bisher oft üblich, Daten nachträglich zu gewichten, sondern eine geschichtete Stichprobe zu ziehen, und untermauern ihren Vorschlag durch einen Vergleich mit ALLBUS-Daten. In den fünf Beiträgen des dritten Blocks geht es um Stichproben. Sabine Häder, Matthias Ganninger und Siegfried Gabler fragen, wie die bestmögliche Stichprobe für eine allgemeine Bevölkerungsumfrage in Europa aussieht, und stellen den im European Social Survey gewählten Ansatz dar. Die AutorInnen argumentieren, dass die optimale Stichprobenstrategie für einen länderübergreifenden Survey nicht in der Wahl des gleichen Stichprobenplanes in jedem Land bestehen kann, sondern in der Wahl der für jedes Land besten Zufallsstichprobe. Der Beitrag zeigt, wie die durch unterschiedliche Stichprobendesigns entstehenden Unterschiede in den Auswahlwahrscheinlichkeiten durch Design-Gewichte ausgeglichen und wie aus diesen vergleichbare „effektive“ Stichprobenumfänge berechnet werden können. Die internationale Perspektive wird ergänzt durch einen intertemporalen Vergleich, den Folkert Aust und Helmut Schröder vorlegen. Sie untersuchen das Phänomen sinkender Ausschöpfungsquoten in der Umfrageforschung. Dazu können sie auf einen Fundus von 132 Studien zurückgreifen, die infas – Institut für angewandte Sozialwissenschaft in Bonn seit den 1990er Jahren im Bereich Sozialforschung durchgeführt hat. Die Autoren untersuchen, ob tatsächlich ein Rückgang der Ausschöpfung beobachtet werden kann und mit welchen Merkmalen der Studien die Ausschöpfungsquote variiert. Wie so häufig zeigen die Ergebnisse ein differenziertes Bild: So bestätigt sich zwar insgesamt der Befund rückläufiger Ausschöpfungsquoten, allerdings zeigt sich auch, dass dies insbesondere für allgemeine Bevölkerungsumfragen gilt, während bei Erhebungen in spezifischen Zielgruppen nach wie vor eine gute Ausschöpfung realisiert werden kann. Mit der Teilnahme an Befragungen beschäftigt sich auch Volker Hüfken. Er untersucht am Beispiel des deutschen Teils des International Social Survey Programmes (ISSP) die Bereitschaft, sog. Drop-off-Fragebögen zu beantworten, also Fragebögen, die dem Befragten im Anschluss an ein 12

Herausforderungen und Grenzen der Umfrageforschung. Zur Einleitung

Face-to-face-Interview ausgehändigt werden. Seine Analysen belegen u. a., dass der Item-nonresponse in der vorangegangenen Face-to-face-Befragung ein guter Prädiktor für die Nichtbeantwortung des Drop-off-Fragebogens ist. Einer ganz anders gearteten Fragestellung gehen Sabine Häder und Siegfried Gabler nach. Sie stellen sich die Frage, wie angesichts einer tendenziell sinkenden Abdeckung der Bevölkerung mit Festnetzanschlüssen und einer entsprechenden Zunahme von Personen, die ausschließlich über einen mobilen Telefonanschluss erreicht werden können, zukünftig Zufallsstichproben für telefonische Befragungen realisiert werden können. Sie zeigen in ihrem Beitrag, wie zwei Stichprobenrahmen, einer für Telefonnummern aus dem Festnetz, einer für Telefonnummern mobiler Anschlüsse, miteinander verbunden werden können. Der letzte Beitrag aus dem Block Stichproben bezieht sich nicht auf die Datenerhebung, sondern auf die Auswertung von Daten. Johann Bacher stellt in seinem Beitrag dar, wie die Eigenschaften der in der Praxis ganz überwiegend verwendeten „komplexen“ Stichprobenverfahren – also Abweichungen von einfachen Zufallsauswahlen – bei der Analyse von Daten, genauer bei der statistischen Inferenz, angemessen berücksichtigt werden können. Da die Verwendung der bis heute üblichen Standardverfahren bei Abweichungen von der Annahme einfacher Zufallsauswahlen zu Fehlschlüssen führen kann, geht es nicht einfach nur um statistische Finesse. Bacher zeigt, wie die heute in gängigen Standardstatistikprogrammen zur Verfügung stehenden Verfahren zur Berücksichtigung des Stichprobendesigns praktisch eingesetzt werden können. Der Frage, welche Probleme bei der Befragung von spezifischen Zielgruppen auftreten und wie diese gelöst werden können, widmen sich die Beiträge des vierten Blocks. Die bis vor einigen Jahren noch oft gepflegte Praxis, Personen ohne ausreichende Deutschkenntnisse aus Untersuchungen einfach auszuschließen, wird zunehmend als problematisch wahrgenommen. Von daher ist es verständlich, dass versucht wird, MigrantInnen in Umfragen einzubeziehen, auch wenn sie keine ausreichenden Deutschkenntnisse haben. Welche Anforderungen sich aus dieser Zielsetzung ergeben, erörtert Bettina Stadler am Beispiel des österreichischen Mikrozensus. Aufgrund bisheriger Erfahrungen vertritt sie die These, dass keine neuen zusätzlichen Probleme auftreten, dass aber die bekannten Probleme von Umfragen besonders deutlich sichtbar werden, wie eine sorgfältige Definition der Grundgesamtheit, die Frageformulierung und die Gestaltung der Interviewsituation. Der Beitrag von Wolfgang Aschauer geht von einer etwas anderen Ausgangssituation aus. Basis seines Beitrages ist eine Befragung von ZuwanderInnen mit Problemen am Arbeitsmarkt. Dabei untersucht er die 13

Martin Weichbold, Johann Bacher, Christof Wolf

Schwierigkeiten und Besonderheiten, die bei der Befragung von MigrantInnen auftreten können und kommt zum Vorschlag, speziell zugeschnittene Forschungsdesigns zu entwickeln. Mit der Erfassung der Situation von Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen (Behinderungen, chronischen Krankheiten oder sonstigen gesundheitlichen Beeinträchtigungen) im Rahmen von standardisierten Umfragen setzt sich der Beitrag von Angela Wroblewski auseinander. Eine besondere Herausforderung sieht sie dabei neben der Frage nach Zugangsbarrieren für bestimmte Gruppen von behinderten oder gesundheitlich beeinträchtigten Personen in der adäquaten Erfassung der Formen der Beeinträchtigungen, insbesondere aufgrund des hohen Anteils von Mehrfachbeeinträchtigungen. Dabei spielt auch das Wording für die Akzeptanz der Befragung eine besondere Bedeutung. Auf einen speziellen Aspekt der Datenqualität konzentriert sich schließlich in diesem Block der Beitrag von Marek Fuchs. Untersucht wird das Auftreten von ItemNonresponse bei Befragungen von Alten und Hochbetagten. Datenbasis ist die Berliner-Altersstudie (BASE). Die Analysen bestätigen die Ergebnisse anderer Studien dahingehend, dass mit dem Alter der Item-Nonresponse steigt. An der oft vertretenen These, dass der Alterseffekt primär durch ein rückläufiges Arbeitsgedächtnis erklärt werden kann, sind nach den Ergebnissen von Fuchs aber Zweifel angebracht. Der fünfte Block widmet sich spezifischen Herausforderungen der Großforschung, wo man vor der Notwendigkeit steht, Daten aus unterschiedlichen Erhebungskontexten miteinander zu kombinieren. Anja Kettner und Michael Stopps weisen in ihrem Beitrag auf ein großes Problem der international vergleichenden Forschung hin: Gleich bezeichnete Größen, z. B. ,Arbeitslosigkeit‘ oder ,Bruttosozialprodukt‘, werden in verschiedenen Ländern unterschiedlich definiert und operationalisiert. Am Beispiel der europäischen Statistik zur Anzahl und Struktur offener Stellen zeigen die Autoren, dass die von Eurostat veröffentlichten Angaben für Vergleiche nationaler Arbeitsmärkte und nationaler Arbeitsmarktpolitiken derzeit kaum geeignet sind. Ihre Analyse zeigt, dass nicht nur die statistischen Definitionen und die eingesetzten Methoden beträchtlich zwischen Ländern variieren, sondern auch die Qualität der erhobenen Daten. Indem die Autoren detailliert beschreiben, wo die Unterschiede zwischen Ländern liegen, leisten sie gleichzeitig einen entscheidenden Beitrag zur Harmonisierung der Datengewinnung, Datenaufbereitung und Datenanalyse für den Gegenstandsbereich „offene Stellen“. Einen anderen Aspekt von Großforschung thematisieren Sandra Buchholz, Michael Ruland, Benno Schönberger, Hans-Peter Bloßfeld, Dirk Hofäcker und Marcel Raab. Sie sehen eine der wesentlichen Herausforderungen bei der Analyse international vergleichender Umfrage14

Herausforderungen und Grenzen der Umfrageforschung. Zur Einleitung

daten in der angemessenen Integration länderübergreifender Makrotrends, und hier insbesondere von Prozessen länderübergreifenden sozialen Wandels („Globalisierung“). In ihrem Beitrag berichten die Autoren über die Konstruktion eines Globalisierungsindex, der als Zeitreihe auf Länderebene verfügbar ist, und zeigen, wie er als Kontextmerkmal mit Daten aus der Umfrageforschung kombiniert werden kann. Aber auch innerhalb einer Erhebung kann es notwendig sein, unterschiedliche Daten zu kombinieren: Bei Befragungen werden mitunter Fremdauskünfte durch nahe stehende Personen eingeholt. So können z. B. sowohl im deutschen als auch im österreichischen Mikrozensus andere Haushaltsmitglieder Auskünfte über nicht anwesende Haushaltsmitglieder geben. Ein Rückgriff auf Fremdauskünfte kann auch im Fall der Nichtbefragbarkeit, z. B. aufgrund von Krankheit, erforderlich sein. Ob diese Fremdauskünfte, die als Proxy-Interviews bezeichnet werden, zu Antwortverzerrungen führen, behandeln Paul Lüttinger und Christof Wolf in ihrem Beitrag am Beispiel des deutschen Mikrozensus. Sie gehen der Frage nach, wer bzw. für wen Fremdauskünfte gegeben werden. Dabei zeigen sich systematische Muster, die nahe legen, dass systematische Verzerrungen auftreten können. Alternative Befragungstechniken behandelt der sechste Block. Basis des Beitrages von Stefanie Eifler, Daniela Thume und Rainer Schnell ist das DEFECT-Projekt. Hauptziel dieser Studie war die empirische Untersuchung von Standardfehlern bei komplexen Stichproben. Inhaltlich wurden kriminalsoziologische Aspekte erfasst. In der Analyse wird auf zwei Datenquellen zurückgegriffen, nämlich Befragungs- und Beobachtungsdaten der Wohnumgebung. Untersucht wird, wie Unterschiede in diesen beiden Datenquellen erklärt werden können, wobei sich zeigt, dass verschiedene Formen der Viktimisierung dafür verantwortlich sind. Georgios Papastefanou gibt in seinem Beitrag einen systematischen Überblick über die Einsatzmöglichkeiten von ambulatorischem Assessment in der empirischen Sozialforschung. Ziel des ambulatorischen Assessments ist die objektive Erfassung von Befindens- und Verhaltensdaten durch den Einsatz von technischen Hilfsmitteln. Dadurch sollten Probleme der retrospektiven Befragung vermieden werden. In der empirischen Sozialforschung existieren bereits erste Anwendungsbeispiele, über die der Autor ebenfalls informiert. Henrik Kreutz stellt in seinem Beitrag die von ihm in den 1970er Jahren entwickelte quasi-experimentelle Befragungsmethode dar. Sie ist der Vignettentechnik ähnlich, unterscheidet sich von dieser aber elementar. Jede Person beantwortet alle Vignetten und zu jeder Vignette werden unterschiedliche Reaktionen erfasst. Dadurch ist es möglich, für jede Person eine individuelle Varianzanalyse durchzuführen, die eine Trennung von Situation und Verhal15

Martin Weichbold, Johann Bacher, Christof Wolf

tensabsichten ermöglicht. Besonderes Gewicht wird auf Interaktionseffekte von Person und Situation gelegt. Das Verfahren ermöglicht die Bestimmung homogener Teilpopulationen. Dargestellt wird auch eine Möglichkeit, Ambivalenzen sinnvoll zu untersuchen. Eine bisher wenig beachtete, statistisch aber reizvolle Methode für heikle Fragen zeigt Andreas Quatember in seinem Beitrag auf, nämlich die Methode von randomisierten Fragedesigns. Dabei zieht der Befragte nach einem vorgegebenen Designplan eine Frage – im einfachen Fall: „Gehören Sie der Gruppe A an?“ oder „Gehören Sie nicht der Gruppe A an?“ – und beantwortet diese. Dem Interviewer/der Interviewerin ist die Frage nicht bekannt, so dass ein Rückschluss auf das Verhalten oder auf Merkmale der befragten Person nicht möglich ist. Es ist also maximale Anonymität gegeben. Der Autor stellt von ihm vorgenommene Weiterentwicklungen der Methode dar und behandelt die Frage nach optimalen Befragungsdesigns. Die Beiträge im siebenten und letzten Block dieses Bandes beschäftigen sich mit methodologischen Grundfragen der Umfrageforschung. Reinhard Bachleitner und Wolfgang Aschauer fragen, inwieweit Umfrageergebnisse von der Situation, genauer von Raum, Zeit und Befindlichkeit der beteiligten Personen abhängen. Um das zu zeigen, präsentieren die Autoren ein Analyseraster, das nicht auf die Analyse soziodemographischer und sozioökonomischer Einflüsse auf die Antwortwahl abzielt, sondern mögliche Einflüsse für die getroffene Antwortentscheidung auf der Situationsebene erfasst. Das Ziel der Untersuchung ist, zu einer Theorie der Befragung beizutragen, die auf Grundlage der Frame-Selektion-Theorie (Esser, 2006) die Ergebnisse der Bias-Forschung umfassend integriert. Markus Pausch geht es in seinem Beitrag um die Funktion des Eurobarometers für die Schaffung eines europäischen Bewusstseins. Der Fokus des Beitrags liegt daher weniger auf den methodischen Details des Eurobarometers, sondern auf den für die politische Debatte relevanten Interpretationen und den Veröffentlichungen der Europäischen Kommission. Im abschließenden Beitrag geht Martin Weichbold der Frage nach, wie die Qualität einer Umfrage beurteilt werden kann. Dabei werden unterschiedliche Ansätze diskutiert, die in der Konzeption von Qualität und in der Umsetzung dieser Konzeption differieren. Der Autor stellt verschiedene Kataloge von Qualitätskriterien vor und zeigt, dass sich diese mit dem Konzept des Total Survey Error, das inhaltliche und prozessorientierte Qualitätskonzeptionen verbindet, integrieren lassen. Unser Dank gilt allen, die zum Gelingen dieses Bandes beigetragen haben. Für die finanzielle Unterstützung danken wir dem Bundesministerium für Wissenschaft und Forschung in Wien, GESIS – Leibniz-Institut für Sozialwis16

Herausforderungen und Grenzen der Umfrageforschung. Zur Einleitung

senschaften, der Stiftungs- und Förderungsgesellschaft der Paris-LodronUniversität Salzburg sowie dem Linzer Hochschulfonds (LHF). Besonderer Dank für die tatkräftige und kompetente Unterstützung bei den redaktionellen Arbeiten gebührt Frau Heidemarie Pöschko sowie Frau Sonja Schinwald, die auch die Tagung in Salzburg in hervorragender Weise organisatorisch betreut hat.

Anmerkung 1

Quelle: Arbeitskreis deutscher Sozial- und Marktforschungsinstitute,www.adm-ev.de/ zahlen.html.

Literatur Esser, H. (2006). Affektuelles Handeln: Emotionen und das Modell der Frame-Sektion. In Schützeichel, R. (Hg.), Emotionen und Sozialtheorie. Disziplinäre Ansätze (143–174). Frankfurt am Main: Campus. Kaase, M. (Hg.) (1999). Deutsche Forschungsgemeinschaft: Qualitätskriterien der Umfrageforschung. Quality Criteria for Survey Research. Berlin: Akademie Verlag. König, R. (1952). Praktische Sozialforschung. In Ders. (Hg.), Das Interview. Formen Technik Auswertung. Köln: Kiepenheuer & Wietsch. Pfau-Effinger B., & Sakac Magdalenic, S., & Wolf, C. (Hg.) (2009). International vergleichende Sozialforschung. Ansätze und Messkonzepte unter den Bedingungen der Globalisierung. Wiesbaden: VS Verlag. Scheuch, E. K. (1999). Die Entwicklung der Umfrageforschung in der Bundesrepublik Deutschland in den siebziger und achtziger Jahren. ZUMA-Nachrichten, 45, 7–22 Weischer, C. (2004). Das Unternehmen ,Empirische Sozialforschung‘. Strukturen, Praktiken und Leitbilder der Sozialforschung in der Bundesrepublik Deutschland. München: Oldenbourg. Weichbold, M. (2005). Touchscreen-Befragungen. Neue Wege in der empirischen Sozialforschung. Frankfurt am Main: Lang.

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1 Methodeneffekte

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

Möglichkeiten zur Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk Zum Potenzial von Warmkontakt und randomisierter Geburtstagsauswahl Zusammenfassung Telefoninterviews nehmen mit einem Anteil von etwa 41 Prozent an allen Befragungen in der Markt- und Sozialforschung eine bedeutsame Stellung im sozialwissenschaftlichen Methodenarsenal ein. Die Vorzüge dieses Modes gegenüber beispielsweise postalischen Befragungen sind in der Literatur hinlänglich besprochen worden. Allerdings haben Telefoninterviews ähnlich wie andere Modes mit dem Problem sinkender Ausschöpfungsquoten zu kämpfen. Insbesondere die Zunahme der über Telefon geführten kommerziellen Verkaufsgespräche leistet diesem Trend bei Befragungen über das Festnetz Vorschub. Im Folgenden werden zwei Möglichkeiten vorgestellt, dem Trend rückläufiger Responseraten entgegenzuwirken. Die Daten hierzu entstammen zwei Vorstudien und der Haupterhebung eines von der Deutschen Forschungsgemeinschaft (DFG) geförderten Projekts zu Möglichkeiten einer parallelen CATIBefragung über Festnetz und Mobilfunk. Insgesamt wurden hierfür bundesweit knapp 3.500 Personen zufällig befragt. Zentral für dieses Projekt waren auch die Fragen nach möglichen Mode-Effekten (vgl. Häder & Kühne & Schlinzig in diesem Band) und der Ergründung eines Dual-Frame-Approaches zur Stichprobenziehung bei gleichzeitiger Nutzung von telefonischen Befragungen über das Festnetz und über den Mobilfunk (vgl. Gabler & Häder in diesem Band). Der vorliegende Beitrag referiert zum einen die Ergebnisse zur Wirkung eines Warmkontakts via Ankündigungs-SMS bei Befragungen über das Mobilfunknetz und zum anderen das Potenzial eines neuen Auswahlverfahrens auf Haushaltsebene bei Festnetzbefragungen als Alternative zu Last-/Next-Birthday-Methode und Kish-Selection-Grid. Die Befunde zeigen, dass der für die Befragung über Mobilfunk realisierte Warmkontakt und die für die Befragung auf Festnetz eingesetzte Randomisierte Geburtstagsauswahl (RGA) praktikabel sind und die Teilnahme an Telefonumfragen steigern können.

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Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

Abstract Possibilities to Improve Response Rates in Landline and Mobile Telephone Surveys On Effects of Prior Notices and an Alternative Within Household Respondent Selection Technique In empirical social science and market research, up to 41 per cent of all surveys are conducted via telephone. There is a broad corpus of literature that extensively discusses the advantages of this mode. However, interviews conducted by telephone as well as other modes are faced with declining response rates. Especially increasing numbers of commercial surveys and sales via telephone promote this trend. This article focuses on the potential of two instruments to increase response rates. For one thing a split ballot was deployed to examine effects of warm contacts in a mobile phone survey and for another thing alternatively to last-/next-birthday-method and kish-selection-grid a new withinhousehold respondent selection-method was introduced in a telephone survey conducted via landline. Data collected in a project financed by the German Research Foundation (DFG) concerned with telephone interviews conducted both by landline and mobile phone provide evidence that both instruments mentioned above do have the potential to increase response rates. This approach investigated a dual-frame-design (see Gabler & Häder this volume). Respondents were contacted both via mobile phone and landline. Altogether – pre-studies and main study – about 3.500 interviews could be realised. Furthermore the project focused on possible mode effects by parallel using of telephone surveys via landline phones and mobile phones (see Häder & Kühne & Schlinzig this volume).

1 Einleitung und Problemstellung Verschiedenste gesellschaftliche Akteure stützen ihre Argumentationen und Interventionen auf Daten aus sozialwissenschaftlichen Erhebungen. Dabei wird fast jede zweite Studie (etwa 41%) im Bereich der Marktforschung und Sozialwissenschaft über das Telefon realisiert.1 Die Güte dieser Daten ist daher von zentraler Bedeutung. Sie ergibt sich unter anderem aus der Qualität der realisierten Stichprobe. Als ein Indikator hierfür gilt die Höhe der Ausschöpfung als Anteil der erreichten Stichprobe am Nettoansatz (Bruttoausschöpfung). Umso problematischer ist, dass die Responseraten differenziert nach eingesetztem Mode in den letzten Jahren sinken (vgl. Curtin & Presser & Singer 2005; Däubler 2002; de Heer 1999; Schnell 1997). Besonders von Interesse ist hierbei der Anteil systematischer Ausfälle, die zu einer Verzer22

Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk

rung der Stichprobe führen können. Die Qualität, insbesondere von Befragungen der Allgemeinbevölkerung, leidet neben dem Anteil an nicht erreichbaren Personen sowie Personen, die nicht in der Lage sind, an einer Befragung teilzunehmen, unter einem zunehmenden Anteil von Kontaktierten, die eine Teilnahme verweigern (Non-Response). Etliche Ansätze versuchen dieser Entwicklung etwas entgegenzusetzen. So untersuchten unter anderem Blasius und Reuband (1995) das Ausschöpfung steigernde Potenzial verschieden häufiger Kontaktversuche. Hüfken (2000) diskutierte in seinem Beitrag die Konsequenzen von Kalt- und Warmkontakten für das Kooperationsverhalten. Den in den Einleitungstexten genannten Auftraggeber variierten Meier und Kollegen (2005) und reicherten diese in einem Split durch eine einfach zu beantwortende Eingangsfrage an und erreichten darüber eine signifikante Steigerung der Teilnahme. Aus der Methodendiskussion um Telefonumfragen ist bekannt (vgl. exemplarisch Meier et al. 2005; Fuchs 1994), dass die Entscheidung der Befragten, an einer Umfrage teilzunehmen, in der ersten Phase des Interviews – in der des ersten Kontaktes – fällt. Wurde in ein Interview eingewilligt, ist eine Verweigerung eher unwahrscheinlich. Große Bedeutung kommt daher Strategien zu, welche die kritische Phase zu entschärfen, Verweigerungen zu vermeiden und damit die Ausschöpfung potenziell zu erhöhen vermögen. Zwei Möglichkeiten wurden im Rahmen des hier vorgestellten DFG-Projekts erprobt. Eine mögliche Strategie stellt die vor der Erhebung versandte Ankündigung der Untersuchung dar. Üblicherweise werden hierzu ein paar Tage vor den ersten Kontaktversuchen postalisch Informationsschreiben versandt. Die neben der Befragung über Festnetz parallel erfolgte Befragung über Mobilfunk bot hierzu allerdings technisch die Möglichkeit, neue Wege zu gehen und zur Ankündigung der Studie Textmitteilungen (SMS) über Handy an potentielle Befragte zu versenden (vgl. Steeh & Buskirk & Callegaro 2007; Steeh & Piekarski 2008, 439 ff.). Der dabei eingesetzte Split sollte die Frage beantworten, ob und falls ja, in welchem Ausmaß sich Unterschiede hinsichtlich der Responseraten durch den Einsatz eines solchen Warmkontaktes bei den beiden Handy-Substichproben ergeben und wie dies ggf. zu erklären ist. Eine weitere Strategie, von der vermutet werden kann, dass sie die prekäre Einstiegssituation zu entschärfen und darüber hinaus die Ausschöpfung tendenziell zu erhöhen vermag, stellt eine alternative Methode zur Auswahl der Zielperson auf Haushaltsebene dar. Erstmalig eingesetzt wurde die von Siegfried Gabler (GESIS-Mannheim) entwickelte sogenannte ,Randomisierte Geburtstagsauswahl‘ (RGA). Diese berührt einen Problemkreis, der innerhalb der Methodendiskussion um Telefonumfragen über das Festnetz be23

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

kannt ist, nämlich die Auswahl auf Haushaltsebene bei Zufallsstichproben (vgl. Gaziano 2005; Salmon & Nicols 1983; Kish 1949, 1965; Troldahl & Carter 1964). Die bisher bekannten Verfahren, Last- und Next-Birthday-Methode sowie Kish-Selection-Grid u. a., sind stichprobentheoretisch problematisch vor allem für Surveys, die in regelmäßigen Abständen in gleichen Zeiträumen Erhebungen durchführen. Darüber hinaus provozieren sie Verweigerungen der kontaktierten Personen. Den Befragten wird der Hintergrund einer zusätzlichen Auswahl auf Haushaltsebene offenbar nicht deutlich bzw. werden Nachfragen des Interviewers nach Haushaltsinterna – etwa nach der Anzahl der Personen im Haushalt, deren Alter und dergleichen – von den Kontaktierten als Zumutung betrachtet (vgl. Fuchs 1994, 167). Diese Problematik kann die RGA sicherlich nicht gänzlich ausräumen. Ihr entscheidender Vorteil ist jedoch, dass sie unterschiedliche Inklusionswahrscheinlichkeiten der Stichprobenelemente besser ausgleicht als bisher verwendete Methoden. Dieser Aspekt ist für die folgende Diskussion jedoch von untergeordneter Bedeutung. Im Fokus dieses Artikels steht vielmehr die Frage, ob dieses auf den ersten Blick komplexe Verfahren praktisch einsetzbar ist, d. h. mehr Abbrüche befördert oder gar eine Ausschöpfung steigernde Wirkung entfalten kann. Letzteres ist wahrscheinlich, wenn davon ausgegangen wird, dass vergleichsweise komplexe Eingangsfragen eher stimulierend als abschreckend auf die Befragten wirken und die Bindung der Kontaktierten an die Interaktion mit dem Interviewer steigern.

2 Untersuchung Die hier vorgestellten Ergebnisse entstammen dem von der Deutschen Forschungsgemeinschaft (DFG) von 2006 bis 2008 geförderten und durch den Lehrstuhl für Methoden der empirischen Sozialforschung der Technischen Universität Dresden in Zusammenarbeit mit der GESIS-Mannheim ausgeführten Projekt ,Telefonbefragungen in der Allgemeinbevölkerung über das Mobilfunknetz‘ (vgl. Häder & Häder 2009). Ausgangspunkt ist die seit 2003 rückläufige Ausstattung der Haushalte mit Festnetzanschlüssen in Deutschland, während der Anteil der exklusiven Mobilfunknutzer steigt (vgl. Glemser 2007, 11). Dieser Anteil wurde beim ersten Treffen der Arbeitsgruppe Mobilsample im Jahre 2005 auf sieben bis acht Prozent geschätzt (vgl. Mobilsample 2005). Eine aktuelle Erhebung im Rahmen des EUROBAROMETER (2008) weist bereits einen Anteil von 11 Prozent aus.2 Erfahrungen aus anderen europäischen Ländern, etwa aus Finnland (61 Prozent) oder der 24

Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk

Tschechischen Republik (64 Prozent), lassen vermuten, dass sich in Deutschland die Verdrängung des Festnetzes zugunsten der mobilen Telekommunikation in Zukunft eher beschleunigen wird. Die Aussagekraft von Bevölkerungsumfragen, deren Ergebnisse ausschließlich über das Festnetz gewonnen werden, muss daher immer mehr infrage gestellt werden. Ausgehend von dieser Problematik beschäftigt sich dieses Projekt mit der Möglichkeit, Telefonbefragungen in einem Mixed-Mode-Ansatz aus Mobilfunkund Festnetzanschlüssen durchzuführen und damit ein entsprechendes Design zu ergründen. Dies berührt verschiedene Problemkreise. Neben der Konstruktion eines geeigneten Auswahlrahmens für Handynummern, der im Gegensatz zum Festnetzanschluss nicht auf ein Listenverzeichnis aufbauen kann, und der Analyse von Modeeffekten zwischen Mobilfunk- und Festnetzbefragungen (vgl. hierzu die Beiträge von Gabler & Häder und Häder & Kühne & Schlinzig in diesem Band sowie eine detaillierte Darstellung bei Häder & Häder 2009) wendeten sich die Untersuchungen dem Problem sinkender Ausschöpfungsquoten bei Telefonumfragen zu.

2.1 Theoretischer Ausgangspunkt Etliche Untersuchungen haben Maßnahmen zum Gegenstand, welche die Bereitschaft der kontaktierten Personen zur Teilnahme an Befragungen beeinflussen sollen (vgl. Groves et al. 2006, 2004). Neben beispielsweise der Rolle der Thematik der Untersuchung, dem Einfluss des Auftraggebers, der Bedeutung von Kontaktzeiten, der Anzahl der Kontaktversuche und dem Einfluss geschulter Interviewerinnen und Interviewer ist bekannt, dass eine vorab getätigte schriftliche Ankündigung einer Studie die Teilnahmebereitschaft der Befragten zu beeinflussen vermag (vgl. Schneiderat & Schlinzig 2009; Steeh & Buskirk & Callegaro 2007; Mann 2005; Goldstein & Jennings 2002; Hüfken 2000, 11 ff.; Friedrichs 2000, 171 ff.; Frey & Kunz & Lüschen 1990; Groves & Snowden 1987; Dillman & Gallegos & Frey 1976). Die Teilnahme an einer Befragung und die Verweigerung lassen sich im Sinne der sozialen Austauschtheorie als Orientierung an individuellen Nutzen und Kosten modellieren (vgl. Gouldner 1960). Die Entscheidungsfindung für eine Handlungsalternative wird hierbei durch einen Ausgleich von Individualnutzen im Austausch der Akteure begriffen. Gleichsam wird das Teilnahmeverhalten der Befragten auch hierbei als ein Abwägungsprozess konzeptualisiert zwischen wahrgenommenen Vorteilen, Kosten und der Erwartung, dass längerfristig der Nutzen die Kosten übersteigt (vgl. Dillman 1991, 2000). Ziel muss daher sein, die wahrgenommenen Kosten zu verringern 25

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

und den erwarteten Nutzen zu steigern. Einen gangbaren Weg stellt dabei die Stärkung des Vertrauens der Befragten in die Erhebung und den Auftraggeber und das Angebot, auf zusätzliche Informationen bereits vor der Befragung zurückgreifen zu können, dar. Die Ankündigung einer Studie mittels Übermittlung einer SMS an die potentiellen Befragten als positiver, nichtmonetärer Anreiz vermag dies zu leisten. Der Vorkontakt und die Möglichkeit, weitere umfassende Informationen zu erhalten, können eine reziproke Verpflichtung seitens der Zielpersonen evozieren. Zu erwarten ist, dass die Kontaktierten der Bitte der Interviewerinnen und Interviewer um Teilnahme an der betreffenden Studie eher nachkommen, als dies ohne einen Warmkontakt der Fall wäre. Zudem kann eine Ankündigungs-SMS die Teilnahme an einer Befragung insofern begünstigen, als dass bei dem Kontaktversuch durch eine Interviewerin oder einen Interviewer – und damit verknüpft die Nennung des ausführenden Instituts und des Titels der Studie – die vorab erhaltenen und dadurch memorierten Informationen durch die Kontaktierten aktualisiert werden. Anderseits ist die Teilnahme an einer Befragung nicht in jedem Falle an bewusst geführte Abwägungsprozesse gebunden. Aufgrund der kurzen Einleitungsphase eines telefonischen Interviews wird bei der Informationsverarbeitung durch die Befragten schnell und effizient auf Urteilsheuristiken zurückgegriffen (Stroebe & Jonas & Hewstone 2002, 147). Die Wahrscheinlichkeit der Anwendung solcher Heuristiken ist auch in der Tendenz begründet, sich konsistent zu verhalten (vgl. Meier et al. 2005, 41). Das Abschlagen der Bitte um ein Interview nachdem bereits Fragen beantwortet wurden, würde ein inkonsistentes Verhalten bedeuten. Meier und Kollegen (2005) haben sich diesen Fakt zu Nutze gemacht, indem sie Einleitungstexten leicht zu beantwortende Fragen hinzufügten. Es ist zu erwarten, dass die Beantwortung dieser Frage zu Beginn des Interviews das Commitment an die Teilnahme erhöhen kann, sodass weniger Personen verweigern (vgl. ebd., 50). Ein solches Verhalten könnte durch die Befragten auch dann gezeigt werden, wenn bereits in der Kontaktphase des Interviews eine kleine, kognitiv vergleichsweise anspruchsvolle Aufgabe durch die kontaktierten Personen gelöst wird, wie dies bei der Ermittlung der Zielperson auf Haushaltsebene für Befragungen über das Festnetz notwendig ist. Gemäß der Theorie rationalen Handelns entscheiden sich Akteure in bestimmten Situationen für eine Handlungsoption, wenn – verglichen zu anderen Handlungsmöglichkeiten – die Kosten dieser, die sich ihrerseits aus Transaktions- und Opportunitätskosten zusammensetzen, relativ geringer ausfallen als der vermutete Nutzen (vgl. Esser 1986, 41). Diese Kalkulation fällt bei vielen Personen denkbar knapp aus, was zur Konsequenz hat, dass 26

Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk

diese Personen hinsichtlich ihrer Teilnahme indifferent sind und diese unter anderem von externen Faktoren abhängig machen. Neben der Erfüllung von Höflichkeitsnormen gegenüber dem Anrufenden sowie der höheren Bereitschaft, wissenschaftlichen Auftraggebern von Telefonumfragen Auskunft zu geben, steigern vor allem Abwechslung und neuartige Erfahrungen das Interesse an Befragungen (vgl. Esser 1986, 39). Anders als bei Festnetzbefragungen ist bei der Befragung über Handy mit geringerem Unit-Non-Response zu rechnen. Diese Annahme scheint insofern nahe liegend, als dass Befragungen über das Mobilfunknetz – abgesehen von Werbeanrufen des eigenen Mobilfunkanbieters – eher selten vorkommen, wie unsere Ergebnisse weiter unten zeigen können. Ein Over-Surveying und damit eine gewisse Sättigung, wie es aus Befragungen über das Festnetz bekannt ist, kann hier zunächst ausgeschlossen werden. Es ist zu vermuten, dass die Bitte um ein Interview via Handy ein gewisses Überraschungsmoment in sich birgt. Telefonbefragungen über das Handy sind vergleichsweise neu und versprechen damit einen Grad an Exklusivität und Verbindlichkeit seitens der befragenden Forschungseinrichtung. Hinzukommt, dass Mobilfunknummern in den aller wenigsten Fällen in öffentlich einsehbaren Listen eingetragen und damit zugänglich sind. In der Regel werden Handynummern durch die Nutzerinnen und Nutzer selbst an Dritte weitergereicht, d. h. die anrufenden Teilnehmerinnen und Teilnehmer sind zumeist bekannt. Insofern ist auch der Anruf einer unbekannten Interviewerin beziehungsweise eines unbekannten Interviewers – zumindest bisher – eher die Ausnahme und daher für die Angerufene oder den Angerufenen unerwartet. Es ist zu vermuten, dass das Interesse der Zielpersonen an der Umfrage durch dieses ,Versprechen‘ auf Abwechslung und Neuigkeit befördert wird und damit (zur Zeit) zu höheren Ausschöpfungen führen kann.

2.2 Studiendesign des DFG-Projektes Die diesem Artikel zugrunde liegenden Daten speisen sich außerdem aus zwei Vorstudien mit Pretest-Charakter. Die beiden Vorstudien, die von Oktober 2006 bis Juni 2007 im Feld waren, beschränkten sich ausschließlich auf bundesweite Befragungen über das Festnetz (Vorstudie 1: n = 920 und Vorstudie 2: n = 399). Für die Hauptstudie wurden im Telefonlabor des Zentrums für Sozialwissenschaftliche Methoden der Technischen Universität Dresden (ZSM) parallel über Mobilfunk und das Festnetz CATI-Interviews geführt. Die Interviews wurden sowohl für die beiden Vorstudien als auch für die Hauptstudie vorwiegend durch Studierende der Technischen Univer27

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

sität Dresden durchgeführt.3 Bevor die Studie ins Feld ging, erhielten die Interviewerinnen und Interviewer durch Personal des ZSM eine umfangreiche Schulung zur Durchführung von Telefoninterviews mit dem CATISystem. Die Befragten der Hauptstudie wurden für diese Dual-Frame-Erhebung aus zwei verschiedenen Auswahlrahmen rekrutiert (vgl. Gabler & Häder in diesem Band; Häder & Gabler & Heckel 2009). Die Ziehung der Stichprobe für die Festnetzbefragung erfolgte auf der Grundlage des an der GESISMannheim entwickelten und in der Literatur als Gabler-Häder-Design bekannten Auswahlrahmens für Telefonstichproben (vgl. Gabler & Häder 2002; Gabler & Häder 1999). Für die Entwicklung einer Handystichprobe wurde ein modifiziertes RDD-Design eingesetzt (vgl. Häder & Gabler & Heckel 2009). Insgesamt konnten im Rahmen der Haupterhebung 1.009 Interviews über Festnetz und 1.162 Befragungen über Mobilfunk realisiert werden.

2.3 Die eingesetzten Instrumente Um die ausschöpfungssteigernde Wirkung eines Warmkontaktes bei Mobilfunkbefragungen auszuloten, wurden im Voraus SMS-Textnachrichten an einen Teil der Nummern des Samples versandt. Die Prüfung der Praktikabilität und Wirkung eines neu entwickelten Auswahlverfahrens zur Bestimmung der Zielperson auf Haushaltsebene der Festnetzstichprobe erfolgte mittels eines Splits über die Feldzeit der Vorstudien und der Hauptstudie des DFG-Projekts hinweg.

Mixed-Mode-Ansatz Bekannt ist, dass je nach eingesetztem Mode unterschiedliche Ausschöpfungsraten erzielt werden können (vgl. Fuchs 2002; Porst 1998, 17; Schnell 1997; Fuchs 1994). Wenngleich der parallele Einsatz von Mobilfunk und Festnetz für bundesweite Befragungen im Rahmen dieses Projektes primär zur Lösung von Noncoverage- und Sampling-Errors (vgl. Gabler & Häder in diesem Band) und zur Ergründung möglicher Mode-Effekte (vgl. Häder & Kühne & Schlinzig in diesem Band) eingesetzt wurde, galt es mit diesem Mixed-Mode auch mögliche Differenzen hinsichtlich des Response-Verhaltens der Befragten zu ergründen. 28

Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk

Warmkontakt Studien zur Steigerung der Ausschöpfung konnten zeigen, dass – im Unterschied zu ,kalt‘ kontaktierten Personen – signifikant mehr Personen an der Befragung teilnehmen, wenn diese im Voraus durch eine Ankündigung über das Forschungsvorhaben und den bevorstehenden Kontaktversuch informiert wurden (vgl. Goldstein & Jennings 2002; Hüfken 2000; Frey & Kunz & Lüschen 1990; Dillman & Callegos & Frey 1976). Inwiefern die durch einen Vorkontakt erzielte Ausschöpfungssteigerung mit einer Erhöhung der Datenqualität einhergeht, steht auf einem anderen Blatt (vgl. Stoop 2005; Hüfken 2000, 11 ff.) und kann an dieser Stelle nicht weiter diskutiert werden. Ein postalischer Vorabkontakt im Rahmen von Telefonumfragen setzt voraus, dass die Adressen der Elemente des Samples bekannt sind. Das angewandte Design für Festnetzstichproben nach Gabler & Häder (2002, 1999) bietet diese Möglichkeit nicht bzw. nur für einen Teil der im Auswahlrahmen enthaltenen Nummern. Auch das genutzte RDD-Verfahren im Falle der Mobilfunkstichprobe erlaubt keinen Zugang zu den Adressdaten der potentiellen Befragten. Allerdings bot sich hier die Möglichkeit, im Voraus via SMS (Short Message Service) über die Studie zu informieren. Eingesetzt wurde ein Split, bei dem etwa 2/3 der Mobilfunknummern des Samples eine solche Ankündigung erhielten. Der Wortlaut der SMS folgte diesem Text: Das Institut für Soziologie der Technischen Universität Dresden wird Sie bald zum Mobilfunk befragen und dankt vorab für Ihre Teilnahme. www.tu-dresden.de/ handy. Die Mitteilungen waren auf 160 Zeichen begrenzt. Der Versand der SMS wurde über einen Internet-Dienstleister realisiert. Als Absenderkennung wurde eine Mobilfunknummer übermittelt. Dies bot den kontaktierten Personen die Möglichkeit, Anmerkungen und Fragen zurückzusenden. Die Ankündigung der Studie gab der Zielperson zudem die Gelegenheit, sich über die angegebene URL vor der eigentlichen Erhebung mit zusätzlichen Informationen auseinander zu setzen.4 Dort konnten Interessierte weiterführende Hinweise zur Stichprobenziehung, zu den Zielen, zum Thema der Befragung, zur Projektleitung und Kontaktdaten für eventuelle Nachfragen erhalten. Die Teilnahme konnte vor diesem Hintergrund insofern im Voraus abgewogen werden. Dies kann sich vorteilhaft auf die Bereitschaft zur Teilnahme auswirken. Genauso so gut kann jedoch eine solche Abwägung auch zuungunsten der Teilnahme ausfallen. So bietet eine Ankündigung für die potenziellen Befragten auch die Möglichkeit, Kontaktversuche abzuwehren und die Teilnahme an einer Umfrage zu verweigern. Dies wird insbesondere dann möglich, wenn die Telefonnummer der anrufenden Interviewerin oder des anrufenden Interviewers übermittelt wird, wie im Fall der hier diskutier29

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

ten Studie geschehen (Rufnummernübermittlung)5. Allerdings lässt sich vermuten, dass die Kontaktierten eine Teilnahme eher selten aufgrund der identifizierten Rufnummer verweigern (vgl. hierzu auch Curtin & Presser & Singer 2005, 92). Zudem sind die übermittelte Nummer der Ankündigungs-SMS und die der Interviewerin oder des Interviewers nicht identisch. Insofern konnte dieses Problem umgangen werden. Unklar bleibt jedoch, ob alle per SMS angesprochenen Handys technisch in der Lage waren, die versandten SMS anzuzeigen. Dies konnte im Rahmen der hier besprochenen Studie nicht eruiert werden. Die Übertragungsberichte des SMS-Providers hierzu sind in Teilen widersprüchlich. Der Erhalt der Textnachricht konnte ausschließlich durch die Nachfrage der Interviewerin oder des Interviewers verifiziert werden.6 Die Interviewerinnen und Interviewer waren vor den Erhebungen über den Versand der SMS informiert. Allerdings erhielten sie vor den eigentlichen Interviews keine Informationen darüber, ob die zu kontaktierende Person bereits durch die Ankündigung über den bevorstehenden Anruf im Bilde war. Insofern kann vermutet werden, dass die Verbesserung der Teilnahmebereitschaft der Respondentinnen und Respondenten nicht auf ein verändertes Verhalten der Interviewerinnen und Interviewer zurückzuführen ist. Dem Vorteil einer möglichen Ausschöpfungssteigerung stehen allerdings auch Kosten gegenüber. Der Preis pro SMS betrug in alle deutschen Netze 0,08 EUR. Bei einer Anzahl von 14.060 versandten SMS bedeutet das Mehrkosten in Höhe von etwa 1.125,– EUR. Ins Verhältnis gesetzt mit postalischen Vorankündigungen, fällt die Bilanz wiederum zugunsten des SMS-Versands aus. Für den Versand einer solchen Kurznachricht spricht zudem ihr Potenzial, den Handy-Auswahlrahmen um Rufnummern zu verringern, die aufgrund des Übertragungsberichtes zweifelsfrei als ,nicht geschaltet‘ identifiziert werden können (vgl. auch Steeh & Piekarski 2008; Steeh et al. 2007). Dies würde schlussendlich die Effizienz von Umfragen über Mobilfunk positiv beeinflussen, da weniger Kontaktversuche ins Leere verlaufen und damit weniger Versuche auf ein realisiertes Interview entfallen würden. Hierzu besteht allerdings noch Forschungsbedarf (vgl. Häder et al. 2009).

Randomisierte Geburtstagsauswahl Bei der verwandten Festnetzstichprobe handelt es sich zunächst um eine Haushaltsstichprobe. Auf Ebene der kontaktierten Haushalte muss die Zielperson in der Einleitungsphase des Interviews ermittelt werden, da Kontaktperson und Zielperson nicht notwendigerweise identisch sein müssen. Alternativ zu den gängigen Verfahren wurde in der Hauptstudie des Projektes 30

Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk

ein neues Verfahren erprobt, die Randomisierte Geburtstagsauswahl (RGA) (vgl. Schneiderat & Schlinzig 2009). Hierbei werden die Kontaktpersonen in der Screeningphase der Interviews zunächst darum gebeten, anzugeben, welche Person in dem betreffenden Haushalt vor bzw. nach einem randomisierten Geburtsdatum, welches der Telefonnummer im Sample zufällig zugeordnet wurde, als letztes oder als nächstes Geburtstag hat.7 Diese Abfrage hat einen entscheidenden Vorteil. Bei der Last- oder Next-Birthday-Methode haben etliche Personen der Grundgesamtheit keine positive Auswahlwahrscheinlichkeit. Eine Zufallsauswahl innerhalb des Haushalts ist damit nicht mehr gegeben. Dies ist insbesondere von Bedeutung für Studien wie dem European Social Survey (ESS), die in einem bestimmten Zyklus zu einem sich wiederholenden Zeitraum Befragungen durchführen. Eine mögliche Lösung wäre die Variation der Frage, wer als nächster Geburtstag hat oder als letzter Geburtstag hatte. In einem Zweipersonenhaushalt wäre hierüber die Zufälligkeit der Auswahl hergestellt. Anders sieht es jedoch bei Haushalten mit mehr als zwei Mitgliedern aus. Von denen hätten wiederum nur zwei eine positive Auswahlwahrscheinlichkeit. Mit der RGA hat zumindest jede Person im Haushalt eine positive Wahrscheinlichkeit, in die Auswahl zu gelangen. Die auf den ersten Blick recht aufwändige Prozedur lässt vermuten, dass die kontaktierten Personen bereits in der besonders prekären Einleitungsphase des Interviews ihre Teilnahme verweigern. Von Interesse dürften daher mögliche Differenzen in den Ausschöpfungen zwischen der in den Vorstudien verwendeten Last-Birthday-Methode und der RGA sein. Unterschiede können auch im direkten Vergleich zwischen Vor- und Hauptstudie beobachtet werden. Leider liegen an dieser Stelle keine Erkenntnisse darüber vor, inwiefern auf Grundlage dieses Verfahrens zum einen zuverlässige Angaben durch die Befragten gemacht worden sind und zum anderen die Auswahl korrekt verstanden wurde. Hierzu besteht noch Forschungsbedarf. Denkbar wäre es, hierzu Informationen über die Zusammensetzung der Haushalte mit den durch die Zielpersonen angegebenen Daten zu vergleichen (vgl. hierzu Fuchs 1994, 167).

3 Ergebnisse Im Folgenden werden die Befunde zur Kooperationsbereitschaft beim Warmkontakt und der Randomisierte Geburtstagsauswahl dargestellt. Die Kooperationsbereitschaft stellt nach Koch (1997) nur eine Art von Non-Response dar. Bei den Analysen soll davon ausgegangen werden, dass die ver31

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

wendeten Verfahren Warmkontakt durch SMS und Randomisierte Geburtstagsauswahl nur Einfluss auf den persönlichen Kontakt zwischen Interviewerin oder Interviewer und Kontaktperson bzw. Zielperson haben, nicht aber auf die anderen Arten der systematischen Ausfälle (mangelnde) Erreichbarkeit und Befragungsfähigkeit.8 Wie bereits diskutiert, stellen die ersten Sekunden des Telefonates den stärksten Indikator für die Teilnahme am Interview bzw. den Abbruch dar. Während die Zielperson durch die Ankündigungs-SMS schon vorinformiert ist, kann die Randomisierte Geburtstagsauswahl die Bereitschaft der Kontaktperson sensibilisieren und möglicherweise eher den Zugang zur Zielperson eröffnen. Aus den oben genannten Gründen werden daher die Erreichbarkeit und die Befragungsfähigkeit bei den Darstellungen der Befunde nicht berücksichtigt. Ein Einwand gegen dieses Vorgehen wäre, dass Personen, nachdem sie die SMS bekommen haben, die Dresdner Vorwahl recherchieren (unsere Rufnummer wurde bei der Befragung übermittelt) und nach der Zustellung der SMS ankommende Anrufe mit der besagten Vorwahl wegdrücken, nicht abnehmen oder das Gerät ganz ausschalten. Diese Annahme findet sich aber in unseren Daten nicht bestätigt.

Warmkontakt Die Ankündigung der Befragung per SMS wurde jeweils am Vortag eines Erhebungstags an 1.000 Telefonnummern versendet, die dann ins CATI-System eingespielt und abtelefoniert wurden. Durch diese Methode wurde ein zeitnaher Anrufversuch ermöglicht. Falls die Person nicht erreichbar war, ist die Telefonnummer entsprechend den Dispositionsvorgaben im System administriert worden (Wiedervorlage oder Ablage). Wie aus der Tabelle 1 ersichtlich, steigert die SMS-Ankündigung die Kooperationsbereitschaft um etwa 7,5 Prozent. Insofern unterscheiden sich diese Befunde von denen, die bei Steeh und Piekarski (2008) diskutiert werden. Es wurde auch untersucht, wie lange die Kontaktaufnahme dauert, also die Zeit, die zwischen der Begrüßung am Telefon und dem Start des Interviews vergeht. Die Dauer der Kontaktaufnahme ist im Mittel bei den Personen, die eine Ankündigungs-SMS erhalten haben, um etwa 10 Sekunden gegenüber dem Kaltkontakt kürzer. Die vergleichsweise lange Kontaktaufnahme im Festnetz kann mehrere Aspekte haben. Ein wichtiger Grund könnte in der dem Interview vorgeschalteten Haushaltsauswahlstufe liegen. 32

Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk

Tabelle 1: Kooperationsbereitschaft mit und ohne SMS-Ankündigung in der Hauptstudie (Angaben in Prozent) und Dauer der Kontaktphase (Mittelwerte) Zugangsmode

Handy

Handy mit SMS

Festnetz

Kooperationsbereit Nicht kooperationsbereit

34,90 65,10

42,25 57,75

29,50 70,50

n gesamt

1.189

1.768

3.420

Dauer der Kontaktphase Mittelwerte in Sekunden

49,73

38,68

87,37

Die Qualität einer jeden sozialwissenschaftlichen Erhebung ist die Frage nach einer möglichst genauen Abbildung der Gesamtpopulation. Damit anhand der erhobenen Daten Rückschlüsse auf und zuverlässige Aussagen über die Grundgesamtheit der untersuchten Population gemacht werden können, sollte die Zufallsstichprobe die Grundgesamtheit in allen Merkmalen möglichst adäquat abbilden. Ziel des Dual-Frame-Ansatzes aus Festnetz und Handystichprobe ist es, die Grundgesamtheit besser abzubilden als mit nur einer Substichprobe. Im Folgenden wird aber nur der Split mit und ohne Ankündigungs-SMS in der Handysubstichprobe gegenüber den Referenzdaten Mikrozensus 2006 dargestellt, nicht die Kombination beider Substichproben, die erwartungsgemäß eine bessere Abbildung der Gesamtpopulation hat (Befunde hierzu in Graeske & Kunz 2009). Tabelle 2: Randverteilungen demographischer Variablen im Mikrozensus 2006 und in der Hauptstudie bei Split mit und ohne Ankündigungs-SMS (in Prozent)

Geschlecht Weiblich Männlich n

Mikrozensus 2006

Handy

Handy mit SMSAnkündigung

Festnetz

51,2 48,8 70.786

42,4 57,6 415

41,8 58,2 747

57,8 42,2 1.009

33

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

Alter 16–19 Jahre 20–29 Jahre 30–39 Jahre 40–49 Jahre 50–59 Jahre 60–69 Jahre 70+ n Schulabschluss Hauptschulabschluss (8. Klasse) POS/Realschule (10. Klasse) Fachabitur/ Abitur ohne allgemeinen Schulabschluss n

5,9 15,3 17,1 20,4 16,4 15,3 15,5 66.819

6,5 26,9 19,9 26,2 15,8 8,5 2,6 386

3,3 25,7 22,9 26,2 16,2 6,3 2,8 717

4,7 14,6 18,0 23,6 17,6 15,0 11,3 951

42,8 28,6 25,2

17,1 30,9 51,3

18,4 39,0 41,4

21,2 33,2 45,0

3,4 68.082

0,8 392

1,3 713

0,7 912

Familienstand verheiratet, mit Ehepartner/in zusammenlebend verheiratet, von Ehepartner/in getrennt lebend ledig geschieden verwitwet n

53,3

42,2

42,8

55,2

2,1 29,3 7,1 8,2 70.786

2,4 43,0 9,8 2,7 377

3,5 43,1 9,4 1,1 712

1,7 26,8 8,4 7,9 1.063

1 Person 2 Personen 3 Personen 4 Personen 5 und mehr Personen n

22,0 36,9 18,6 15,7 6,7 70.786

19,4 29,2 21,8 21,5 8,0 376

20,1 32,4 19,8 18,0 10,3 716

16,8 35,1 21,0 16,5 10,6 1.063

Gewichteter Datensatz; ohne: Schüler, keine Angabe, weiß nicht.

Während hier keine Alters- und Geschlechtsunterschiede zwischen den Teilpopulationen warmer und kalter Erstkontakt festzustellen sind, unterscheiden sich die Teilpopulationen bei Schulabschluss und Haushaltsgröße. Dabei wird bei Warmkontakt die Grundgesamtheit hinsichtlich des Merkmales Schulabschluss und Haushaltsgröße etwas besser abgebildet. 34

Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk

Randomisierte Geburtstagsauswahl Die Randomisierte Geburtstagsauswahl wurde erstmalig auf der Mobilsample-Tagung der GESIS in Mannheim am 21. 11. 2006 vorgestellt. Von den dort vertretenen akademischen und kommerziellen Sozialforscherinnen und Sozialforschern wurde vehemente Kritik an der Implementierung dieses Auswahlverfahrens geübt. Auch wenn die RGA aus statistischen Motiven begründbar sei, könne sie aber weder Interviewer/innen noch Befragten zugemutet werden, so die einhellige Diskussionsmeinung. Im Zeitraum vom 13. November 2006 bis zum 29. Januar 2007 wurde im Rahmen des DFG-Projekts eine erste Vorstudie, eine bundesweite Befragung von 940 Personen über das Festnetz, durchgeführt. Insgesamt konnten 920 vollständige Interviews realisiert werden. Ab Januar 2007 wurde testweise der Split von RGA und Last-Birthday implementiert, so dass für die folgenden Analysen nur ein Teil der Daten der ersten Vorstudie zur Verfügung stehen. Der Split9 sollte Lerneffekte bei der Rekrutierung von Interviews ausschließen und uns zuverlässige Daten liefern, ob diese neue Haushaltsauswahl überhaupt praktikabel ist.10 Zunächst zeigt sich, dass weder die Interviewerinnen und Interviewer noch die Befragten besondere Probleme mit der neuen Haushaltsauswahl hatten. Dies spiegelt sich dann auch in den Daten wider. Überraschenderweise schien die neue Methode sogar zu einer besseren Ausschöpfung zu führen, wie die Steigerung von knapp 2 Prozentpunkten in Tabelle 3 belegt. Auch wenn die Steigerung bei den Fallzahlen nicht signifikant ist, führt die Randomisierte Geburtstagsauswahl nicht, wie zuvor befürchtet, zum zahlenmäßigen Einbruch bei den Interviews. Tabelle 3: Kooperationsbereitschaft bei Split Last-Birthday und RGA (Vorstudie 1)

Zugangsmode: Festnetz

Kein Split 13. 11. bis 18. 12. 2006

Split (50 : 50) 4. 1. 2007 bis 29. 1. 2007

Last-Birthday

Last-Birthday

RGA

Kooperationsbereit Nicht kooperationsbereit

28,10 71,90

28,32 71,68

30,20 69,80

n gesamt

2.327

452

457

Ungewichteter Datensatz

35

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

Der Kontaktperson wird in der Einleitung eine kognitiv anspruchsvollere Frage gegenüber dem Last-Birthday-Verfahren gestellt. Bei Last-Birthday muss sie vom gegenwärtigen Zeitpunkt zurückdenken, während sie bei dem gestellten willkürlich über das Jahr verteilten Datum, die Geburtstage und -monate aller Haushaltsmitglieder gedanklich durchgehen und dann die jeweilige Zielperson ermitteln muss. Durch die aufwendigere Informationssuche wird die Kontaktperson länger beschäftigt und kann weniger schnell das Telefonat abbrechen. Somit wird die Interaktion über die ersten kritischen Sekunden gehalten. Gleichzeitig hat die komplexere Geburtstagsfrage eine Tür öffnende Funktion (Foot-in-the-door technique). Die Kontaktperson wird aufgewertet und vermittelt eher den Zugang zur Zielperson. In diesem Zusammenhang stellt sich die Frage, ob sich die Daten innerhalb der RGA verändern, wenn die Kontaktperson gleich die Zielperson ist oder wenn die Kontaktperson nur vermittelt, selbst aber nicht am Interview teilnehmen darf. Die Daten zeigen, dass es keine Rolle spielt, ob die Zielperson die Kontaktperson ist oder nicht. Kontrolliert man Geschlecht und Alter hinsichtlich unterschiedlicher Ausschöpfung bei der Randomisierten Geburtstagsauswahl und der Last-Birthday-Auswahl, zeigen sich keine signifikanten Veränderungen. Auch bei der Bildung unterscheiden sich die Merkmale zwischen den Auswahlmethoden nicht signifikant, bei der RGA sind die Haupt- und Realschüler besser abgebildet und bei der Last-Birthday-Methode die Abiturienten. Als Referenz dient jeweils der Mikrozensus. Tabelle 4: Randverteilungen demographischer Variablen im Mikrozensus 2006 und in der Vorstudie 1 bei Last-Birthday und RGA (in Prozent)

Mikrozensus 2006

Kein Split 13. 11. bis 18. 12. 2006

Split (50 : 50) 4. 1. 2007 bis 29. 1. 2007

Last-Birthday

Last-Birthday

RGA

Geschlecht Weiblich

51,2

59,9

60,0

57,3

Männlich

48,8

40,1

40,0

42,7

70.786

669

140

131

n Alter

36

Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk

16–19 Jahre 20–29 Jahre 30–39 Jahre 40–49 Jahre 50–59 Jahre 60–69 Jahre 70+ n

Schulabschluss Hauptschulabschluss (8. Klasse) POS/ Realschule (10. Klasse) Fachabitur/Abitur ohne allgemeinen Schulabschluss n

5,9 15,3 17,1 20,4 16,4 15,3 15,5 66.819

6,1 18,6 18,5 18,6 14,4 12,5 11,3 639

4,4 14,0 17,6 19,1 22,8 8,1 14,0 136

2,4 13,7 21,8 21,0 17,7 14,5 8,9 124

42,8

18,9

20,0

19,5

28,6 25,2

33,1 46,5

26,9 50,8

42,4 35,6

3,4 68.082

1,5 593

2,3 130

2,5 118

Familienstand verheiratet, mit Ehepartner/in zusammenlebend verheiratet, von Ehepartner/in getrennt lebend ledig geschieden verwitwet n

53,3

44,7

50,0

44,9

2,1 29,3 7,1 8,2 70.786

3,9 36,3 8,0 7,2 640

0,0 36,6 3,7 9,7 134

10,2 30,7 8,7 5,5 127

1 Person 2 Personen 3 Personen 4 Personen 5 und mehr Personen n

22,0 36,9 18,6 15,7 6,7 70.786

27,3 32,5 16,1 17,3 6,6 639

29,1 29,9 21,6 14,2 6,7 136

22,8 41,7 21,3 9,4 3,9 126

Ungewichteter Datensatz; ohne: Schüler, keine Angabe, weiß nicht.

37

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

4 Diskussion Warmkontakt Ankündigungen haben Ausschöpfung steigernde Wirkung, so auch in der hier vorgestellten Studie. Den Gesprächen zwischen Interviewer/innen und Befragten in der Kontaktphase war zu entnehmen, dass viele Befragte bereits informiert waren, sich die Internetseite zum Projekt angesehen hatten oder es beabsichtigten. Aber durch die Ankündigung, so die Erfahrung unserer Interviewerinnen und Interviewer, waren auch die Argumente für Verweigerung bereits im Vorfeld zurechtgelegt. Es ist zu vermuten, dass die Entscheidung für Teilnahme und Nichtteilnahme reflektierter als beim Kaltkontakt sind. Dies wurde aber nicht getestet. Vorab getätigte Versuche, eine solche finanziell vergleichsweise günstige Lösung für das Festnetz zu realisieren, scheiterten. Vor allem die begrenzten technischen Möglichkeiten der meisten (älteren) Telefonapparate sprachen gegen den Einsatz eines solchen Instruments, da in diesem Fall der Empfang der Kurzmitteilungen über eine computererzeugte Sprachausgabe erfolgt. Die Qualität dieser Ausgabe ist zum jetzigen Stand nicht zufrieden stellend. Anders bei moderneren SMS-fähigen Endgeräten: Diese ermöglichen die Übertragung und den Empfang von Kurzmitteilungen in Textform. Mit steigendem Verbreitungsgrad dieser Technologien könnte es sich hierbei um einen gangbaren Weg für den Warmkontakt bei Telefonstudien über Festnetz handeln. Nachdem man bei telefonischen Befragungen bedingt durch den Auswahlrahmen weder Vorabbriefe noch materielle Incentives per Post mehr verschicken kann, bieten die neuen Kommunikationstechnologien wieder bessere Möglichkeiten für die Umfragepraxis. Die SMS ist im Mobilfunk flächendeckend verbreitet. Multimedia Messaging Service (MMS) und Bezahlsysteme am Handy können zukünftig bei telefonischen Befragungen den Warmkontakt ggf. gekoppelt mit kleinen monetären Incentives zu verbessern helfen. Mobilfunkbefragungen erreichen nach den derzeitigen Erkenntnissen höhere Ausschöpfungen als die Festnetzbefragungen (siehe Tabelle 1). Dies hat mehrere Gründe; neben der Möglichkeit des Warmkontaktes ist besonders der Überraschungsmoment hervorzuheben: Da es in Deutschland bisher kaum Umfragen über das Mobilfunknetz gab, wird diese Art der Kontaktaufnahme nicht sofort abgewehrt, sondern eher mit Erstaunen und positiver Resonanz quittiert. Schließlich entfällt im Handybereich die nicht ganz unproblematische Haushaltsauswahl. 38

Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk

Randomisierte Geburtstagsauswahl Ausgangspunkt war die von Siegfried Gabler entwickelte Haushaltsauswahl. Da statistische Erwägungen für den Einsatz sprechen, jedoch die Praktikabilität von Experten stark bezweifelt wurde, zielte der Split in der Vorstudie 1 auf den Vergleich beider Auswahlverfahren, d. h. auf die erwartete Verschlechterung der Ausschöpfung, nicht aber auf eine möglicherweise signifikante Verbesserung. Daher lässt sich mit Hilfe von 273 Interviews noch kein Nachweis einer Verbesserung der Ausschöpfung durch den Einsatz der RGA führen. Ein Split mit entsprechend größeren Fallzahlen müsste dies weiterverfolgen. Auch wenn die Randomisierte Geburtstagsauswahl bei diesem Test zu keiner signifikanten Steigerung der Ausschöpfung führte, hat sie jedoch neben den auswahltheoretischen Erwägungen auch praktische Vorzüge. Sie ist als neue Auswahlmethode eine Abwechslung für die Interviewerinnen und Interviewer, die jeweils den Einleitungstext immer neu anpassen müssen, und stellt eine Aufwertung für die Kontaktperson (kognitiv anspruchsvoller) dar. Sie ist, so die Erwartung, durch das Nachdenken weniger auf Verweigerung eingestimmt. Auch in der Vorstudie 2 und in der Hauptstudie konnte die Randomisierte Geburtstagsauswahl erfolgreich nun als alleinige Auswahlmethode angewendet werden.

Anmerkungen 1 2

3

Laut ADM Arbeitskreis Deutscher Markt- und Sozialforschungsinstitute e. V. In der Hauptstudie wurden 14,5 Prozent exklusive Mobilfunknutzerinnen beziehungsweise Mobilfunknutzer ermittelt, die aber zum Teil über eine virtuelle Festnetznummer, wie sie von mehreren Mobilfunkanbietern vermarktet wird, erreichbar sind, so dass der Anteil von Personen, die auch über über keine Festnetznummer erreichbar sind, bei 11,7 Prozent liegt. Für die Vorstudien I und II telefonierten ausschließlich Studierende der Soziologie unentgeltlich im Rahmen eines Methodenpraktikums. An der Vorstudie I waren insgesamt 46 Interviewer/innen beteiligt. 27 davon waren weiblich und 19 männlich. Die Vorstudie II wurde von 22 Interviewer/innen bestritten – 15 Frauen und 7 Männer. Die Interviewerpopulationen der Vorstudien und der Hauptstudien waren bis auf wenige Ausnahmen rein personell nicht identisch. Für die Hauptstudie wurden sowohl Studierende verschiedener Fachrichtungen als auch bereits graduierte Soziologinnen und Soziologen und universitätsexterne Interviewerinnen und Interviewer rekrutiert. Insgesamt telefonierten hierfür entgeltlich 26 Frauen und 8 Männer. 27 davon befanden sich noch im Studium. Ein Interviewer hatte gerade sein Abitur abgelegt. Drei Frauen waren bereits im Fach Soziologie diplomiert. Der Interviewerstab war über die gesamte Feldzeit betrachtet häufig personellen Wechseln unterworfen.

39

Tino Schlinzig, Götz Schneiderat

4

5

6 7

8

9

10

40

Zum einen ist dies darauf zurückzuführen, dass etliche studentische Interviewerinnen und Interviewer kurzfristig ihre Tätigkeit aufgrund zeitlicher Engpässe aufgeben mussten. Zum anderen war für die Gruppe der Nicht-Studierenden die Höhe der Entlohnung (4,– EUR/Std. + 2,– EUR/Interview) maßgeblich. Etwa ein Drittel der Interviewerinnen und Interviewer der Hauptstudie gab an, erste Erfahrungen mit Telefoninterviews gesammelt zu haben. Über den Erfahrungsgrad der Interviewerinnen und Interviewer der Vorstudien liegen keine Informationen vor. Alle drei Interviewergruppen wurden gleichermaßen vor den Erhebungen und während der Feldzeit durch Mitarbeiter und studentische Hilfskräfte des Lehrstuhls geschult. Die Ausgabe der Zugriffsstatistiken der Seiten weisen für die Feldzeit allerdings einen zu vernachlässigenden Traffic aus. Insofern würde eine Ausschöpfungssteigerung weniger für die weiterführenden Informationen selbst sprechen, als vielmehr für die Möglichkeit, diese abzurufen, und damit auf den vertrauensbildenden Charakter dieser Option. Den Interviewerplätzen im CATI-Labor sind jeweils einzelne Apparatenummern zugeordnet. Rückrufe durch Befragte wurden automatisch an die Supervisorin oder den Supervisor weitergeleitet. Die Wiedervorlage der Telefonnummern der Samples erfolgte nicht stringent an ein und dieselbe Interviewerin beziehungsweise an ein und denselben Interviewer, sondern an den jeweils nächst freien Interviewerplatz. Insofern ist es möglich, dass bei mehrmaligen Kontaktversuchen verschiedene Nummern auf dem Display der kontaktierten Personen erscheinen. Allein die Vorwahl für Dresden (0351) bleibt konstant. Dies würde eine Identifikation des befragenden Instituts für die Kontaktierten erleichtern und eine Verweigerung ggf. begünstigen. Indikator im Fragebogen: Haben Sie vor dieser Befragung eine Ankündigungs-SMS erhalten, die über unsere Studie informiert? Einleitungstext der Hauptstudie über Festnetz: Guten Tag/Abend, mein Name ist . . . Ich rufe von der Technischen Universität Dresden an. Die Universität führt eine wissenschaftliche Befragung zum Thema Telefoniergewohnheiten durch und Ihr Haushalt wurde dafür zufällig ausgewählt. Es dauert nur wenige Minuten. Wegen des Prinzips der Zufallsauswahl müsste ich diejenige Person in Ihrem Haushalt befragen, die [randomisiert] vor/nach dem TT.MM. als letztes/als nächstes Geburtstag hat und mind. 16 Jahre alt ist. Sind Sie das? Einleitungstext der Vorstudie I – Split (50–50) Last-Birthday und RGA über Festnetz: Guten Abend, mein Name ist . . . Ich rufe von der Technischen Universität Dresden an. Die Universität führt eine wissenschaftliche Befragung zum Thema Telefoniergewohnheiten durch und Ihr Haushalt wurde dafür zufällig ausgewählt. Es dauert nur wenige Minuten. Wegen des Prinzips der Zufallsauswahl müsste ich diejenige Person in Ihrem Haushalt befragen, die als letztes bzw. [randomisiert] vor/nach dem TT.MM. als letztes/ als nächstes Geburtstag hat und mind. 16 Jahre alt ist. Sind Sie das? Eine differenzierte Ausschöpfungsübersicht kann hier aus Platzgründen nicht gegeben werden. Die Ausschöpfung zur Vorstudie findet sich bei: Schneiderat & Schlinzig 2009 und zur Hauptstudie bei: Häder & Häder & Graeske & Kunz & Schneiderat 2009. Alle Telefonnummern ab Januar 2006 wurden zufällig geteilt (50% Last-Birthday/ 50% als letztes oder nächstes + randomisierte Geburtstage) und der Interviewerin beziehungsweise dem Interviewer mit dem Einleitungstext eingespielt. Falls der Test nicht funktioniert, würde die RGA nicht in der Hauptstudie angewendet werden. Aus: unveröffentlichtes Protokoll zur Tagung Mobilsample.

Erhöhung der Teilnahmebereitschaft bei Telefonumfragen über Festnetz und Mobilfunk

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Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig

Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig

Mode-Effekte bei telefonischen Befragungen über Festnetz und Mobilfunk: Auswirkungen auf die Datenqualität Zusammenfassung Der Artikel schildert ausgewählte Ergebnisse eines Projektes, bei dem es um die Implementierung von Mobilfunkbefragungen in das sozialwissenschaftliche Methodenarsenal geht. Dazu wurde ein Mixed-Mode-Design mit gleichzeitiger Nutzung von telefonischen Befragungen über das Festnetz und über den Mobilfunk entwickelt und bei etwa 2.100 Personen umgesetzt. Der Fokus des Artikels liegt auf der Suche nach Mode-Effekten. Als Grundlage wird ein kognitionspsychologisches Paradigma zur Erklärung des Antwortverhaltens bei Befragungen herangezogen. Mode-Effekte werden vor allem mit Hilfe von Item-Non-Response sowie mittels Erinnerungsfragen aufzuspüren versucht. Aber auch die Anwesenheit Dritter während der Befragung sowie die Nähe des erfragten Sachverhalts zur Befragungssituation finden Beachtung. Es zeigt sich schließlich, dass eine parallele Anwendung beider Modes nicht zu unüberbrückbaren Differenzen im Antwortverhalten der Zielpersonen führen.

Abstract Mode Effects in Telephone Surveys via Landline Phones and Mobile Phones: Effects on the Quality of Data The article presents selected results of a project that dealt with the establishment of mobile phone surveys as a data gathering method in social science. For that purpose a mixed-mode design was developed that implied parallel use of telephone surveys via landline phones and mobile phones. About 2.100 people participated. The article focuses on mode effects. A paradigm of cognition psychology was used as the basis to explain response behaviour in surveys. The authors attempt to discover mode effects with the help of item-non-response and memory questions. The presence of a third person during the survey as well as the similarity between question content and question mode of a survey are considered by the authors. Results show that the parallel use of both modes does not lead to insurmountable differences in the response behaviour of the target group.

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Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig

1 Einleitung und Fragestellung1 Telefonische Befragungen, die Mobilfunknutzerinnen und Mobilfunknutzer ausschließen, sind inzwischen nicht mehr dazu geeignet, empirische Aussagen zur Allgemeinbevölkerung der Bundesrepublik zu liefern (vergleiche dazu auch die Beiträge von S. Häder & Gabler und von Schlinzig & Schneiderat in diesem Band sowie die zusammenfassende Darstellung bei Häder & Häder 2009). Diese Tatsache sowie die zahlreichen Möglichkeiten, die telefonische Interviews nach wie vor bieten, führten zu dem Versuch, Befragungen auch über das Mobilfunknetz im sozialwissenschaftlichen Methodenarsenal zu implementieren. Dazu kommt ein Mixed-Mode-Ansatz zum Einsatz. Eng mit dieser neuen Strategie verbunden ist die Frage nach der Vergleichbarkeit der mit zwei unterschiedlichen Instrumenten gewonnenen Daten. Es ist bereits seit längerem bekannt, dass zwei Befragungen, die sich an dieselbe Grundgesamtheit richten und die dabei dieselben Frageformulierungen benutzen, nicht zwingend auch zu denselben Befunden führen müssen, vor allem dann, wenn sie sich verschiedener Erhebungsmodes bedienen. Dies wurde erstmals bei einer Untersuchung festgestellt, bei der 44 Prozent der Respondentinnen und Respondenten bei einem persönlichmündlichen Interview ihre Gesundheit als „exzellent“ einschätzten. Dem stehen nur 37 Prozent der Befragten gegenüber, die diese Antwort im Rahmen eines telefonischen Interviews gaben. Noch geringer war dieser Wert – mit nur 30 Prozent – bei den postalischen Befragungen (vergleiche Hochstim 1967). Die Problematik der Mode-Effekte wurde bisher vor allem in Bezug auf persönlich-mündliche, telefonische, postalische und für über das Internet abgewickelte Befragungen diskutiert. Mittlerweile existieren für diese Erhebungsverfahren zahlreiche Befunde – vergleiche unter anderem Srinivasan & Hanway (1999), Dillman (2000, 217 ff.), Tourangeau & Smith (1996), Groves et al. (2004), Christian & Dillman & Smyth (2008), Béland & St-Pierre (2008, 298 f.) Tucker & Lepkowski (2008, 6 ff.) sowie zahlreiche weitere Arbeiten. Inwieweit sich Unterschiede in den Daten zwischen telefonischen Befragungen über das Festnetz und über den Mobilfunk innerhalb eines Mixed-Mode-Designs mit ansonsten identischen Instrumenten erwarten lassen, ist jedoch ein noch weitgehend unbearbeitetes Problem. Bei Mixed-Mode-Erhebungen stellt sich konkret die Frage, ob sich Unterschiede im Antwortverhalten als Folge von unterschiedlichen Bedingungen bei der Datenerhebung zwischen den verwendeten Verfahren ergeben. Da46

Mode-Effekte bei telefonischen Befragungen über Festnetz und Mobilfunk

mit stellt sich weiterhin die Frage, welche Mode-Effekte bei der parallelen telefonischen Befragung über das Festnetz und über den Mobilfunk vermutet werden können. Es wird also zu untersuchen sein, welche Unterschiede zwischen den beiden Modes, vermittelt über welche Instanzen, zu welchen Unterschieden im Antwortverhalten der Zielpersonen führen. Der vorliegende Beitrag nimmt auf der Basis von Ergebnissen eines Mixed-Mode-Designs verschiedene Analysen vor (weitere Befunde finden sich bei Häder & Kühne 2009, 165 ff.). Dazu ist den Zielpersonen ein identischer Fragebogen sowohl über das Festnetz als auch über den Mobilfunk präsentiert worden. Bevor die Studie sowie ausgewählte empirische Ergebnisse dargestellt und diskutiert werden, soll beschrieben werden, aufgrund welcher Aspekte mit dem Auftreten von Mode-Effekten gerechnet werden kann und ebenso, welche Aspekte gegen ein solches Auftreten sprechen.

2 Vergleich der beiden Modes Unter Berücksichtigung der aktuellen Trends in der Nutzung von Telefonen – unter anderem ist ein steigender Anteil an Haushalten zu verzeichnen, die ausschließlich über ein Mobilfunktelefon zu erreichen sind und über keinen Festnetzanschluss verfügen (Glemser 2007) – müssen in Ergänzung zu Festnetzbefragungen auch Befragungen über Mobilfunk geführt werden, um einen möglichst großen Teil der Bevölkerung erreichen zu können. Allerdings sind damit, wie oben bereits angesprochen, unter Umständen Modeeffekte verbunden. Modeeffekte zwischen den Befragungen am Festnetz bzw. per Mobilfunk waren bisher kaum Gegenstand empirischer Forschung. Grundlage für einen systematischen Zugang zur Analyse der Modeeffekte sind insbesondere die spezifischen Unterschiede und Gemeinsamkeiten beider Modes, die im Folgenden kurz dargestellt werden.

2.1 Unterschiede in der Datenerhebung Einschränkungen in der Vergleichbarkeit von Daten, die mit unterschiedlichen Erhebungsmodes gewonnen wurden, waren bereits häufiger Gegenstand der Umfrageforschung. Für Unterschiede insbesondere zwischen Festnetz- und Mobilfunkbefragungen existieren bisher allerdings kaum empirische Befunde. Die Analyse dieser Mode-Effekte stellt deshalb momentan ein noch weitgehend unerforschtes Feld dar (vergleiche Tucker & Lepkowski 47

Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig

2008, 19 f.). Prospektiv lassen sich einige unterschiedliche Voraussetzungen für die Befragungen benennen: • Festnetz- und Mobilfunkbefragungen können jeweils in unterschiedlichen räumlichen und sozialen Umgebungen stattfinden. Dies stellt zunächst nur eine Möglichkeit dar, da Mobilfunkbefragungen prinzipiell auch in der Wohnung der Zielperson erfolgen können. Denkbar und wahrscheinlich ist jedoch, dass die Zielpersonen am Mobilfunktelefon in sehr verschiedenen Räumen beziehungsweise Umgebungen erreicht werden. • Bei beiden Modes muss mit unterschiedlichen technischen Voraussetzungen für die Kommunikation gerechnet werden. So dürften Festnetzbefragungen in der Regel technisch ohne Probleme vonstatten gehen. Bei Mobilfunkbefragungen sind beispielsweise Probleme mit der Netzabdeckung (relevant vor allem bei Befragungen während Auto- und/oder Zugfahrten), mit der Energieversorgung des Mobilfunkgerätes und mit der Sprachqualität nicht völlig unwahrscheinlich. • Auch die Erreichbarkeit der Zielperson unterscheidet sich danach, ob diese über das Festnetz oder über den Mobilfunk kontaktiert worden ist. Während ein Festnetzkontakt die Zielperson in der Regel nur zuhause erreichen kann, ist es prinzipiell weltweit möglich, jemanden auf seinem Mobiltelefon zu kontaktieren. • Die Auswahl der Zielperson im Haushalt kann bei den Befragungen über das Festnetz randomisiert erfolgen (zum Beispiel mit Hilfe der Last-BirthdayMethode). Bei der Mobilfunkbefragung wird die kontaktierte Person auch um eine Teilnahme an der Befragung gebeten. Hier sind Kontakt- und Zielperson identisch. Die fehlende Randomisierung in der Kontaktphase bei der Befragung über Mobilfunk könnte ebenfalls zu Unterschieden zwischen den Modes führen. • Die Grundgesamtheit, aus der die Stichprobe für beide Modes gezogen wurde, ist unter Umständen nicht völlig identisch. Befragungen über das Festnetz richten sich an Personen, die in Privathaushalten leben. Bei Mobilfunkbefragungen können beispielsweise auch Anstaltsbewohnerinnen und Anstaltsbewohner befragt werden. Auch dies kann allerdings wiederum zu Effekten führen.

2.2 Gemeinsamkeiten in der Datenerhebung Neben den Unterschieden bei der Nutzung beider Modes lässt sich eine Reihe von Argumenten anführen, die für eine relativ gute Vergleichbarkeit der Ergebnisse sprechen. Dies gilt vor allem vor dem Hintergrund von 48

Mode-Effekte bei telefonischen Befragungen über Festnetz und Mobilfunk

Mode-Effekten, die bei telefonischen, postalischen und persönlich-mündlichen Befragungen zu erwarten sind. Folgende Prämissen lassen vermuten, dass die Unterschiede zwischen telefonischen Befragungen über das Festnetz und über den Mobilfunk nicht allzu groß ausfallen: • Dieselben Interviewerinnen und Interviewer werden sowohl für die Befragung über das Festnetz als auch über den Mobilfunk eingesetzt. Sie können damit – anders als etwa bei telefonischen versus persönlich-mündlichen Befragungen – als Quelle für unterschiedliche Effekte ausgeschlossen werden. • Beide Modes unterliegen den gleichen Supervisionsprinzipien im Labor. Alle Interviews werden vom gleichen Erhebungsinstitut durchgeführt. • Effekte, die durch unterschiedliche Sponsoren auf das Teilnahme- und/ oder auf das Antwortverhalten wirken können, sind damit zu negieren. • Der Fragebogen ist in beiden Modes identisch. Die Indikatoren werden den Zielpersonen jeweils in der gleichen Reihenfolge präsentiert. Es besteht für sie beispielsweise nicht die Möglichkeit, den Fragebogen zunächst durchzublättern und sich über die verschiedenen Fragestellungen vorab zu informieren. • Die Bemühungen, potenziell ausgewählte Personen zur Teilnahme an einem Interview zu bewegen, sind in beiden Modes nahezu identisch. Für mögliche Rückrufe und für die erforderlichen Konvertierungsversuche gelten jeweils dieselben Regeln in den beiden Modes. • Die Feldzeit ist in beiden Modes ebenfalls nahezu identisch. Unterschiede durch den besonderen Einfluss zwischenzeitlicher tagespolitischer Ereignisse auf nur einen der beiden Modes sind deshalb äußert unwahrscheinlich. • Schließlich handelt es sich um nur einen Kommunikationskanal, über den alle Befragungen abgewickelt wurden. Unter Berücksichtigung der genannten Aspekte sowie auf der Basis einer größtmöglichen Standardisierung können Unterschiede zwischen den beiden Modes zwar nicht völlig ausgeschlossen werden, jedoch ist zu erwarten, dass deren Umfang begrenzt ist. Daraus ergibt sich wiederum eine größere Vergleichbarkeit der erhobenen Daten sowie nicht zuletzt eine Legitimation des gesamten Ansatzes.

2.3 Unterschiede im Antwortverhalten Die bereits genannten Unterschiede zwischen telefonischen Befragungen über den Mobilfunk und über das Festnetz ziehen möglicherweise Mechanismen nach sich, die auf das Antwortverhalten der Zielpersonen wirken 49

Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig

können. Es besteht mittlerweile Konsens darüber, dass Befragte vier Schritte durchlaufen, um eine geschlossene Frage zu beantworten: das Verstehen der Frage, das Abrufen der für die Beantwortung der Frage notwendigen Informationen aus dem Gedächtnis, das Beurteilen der abgerufenen Informationen und das Kommunizieren des Ergebnisses der Urteilsbildung anhand der Selektion einer der vorgegebenen Antwortoptionen (vergleiche zum Beispiel Sudman & Bradburn & Schwarz 1996; Schwarz 2008, 374 ff.). Allerdings verweisen zahlreiche empirische Befunde darauf, dass es neben diesem idealen Phasenmodell auch alternative Modelle zur Beschreibung der Antwortgenerierung gibt (Tourangeau & Rips & Rasinski 2005). Vor dem Hintergrund der Komplexität des Antwortprozesses und des damit für die Zielperson verbundenen Aufwands erscheint es unrealistisch, dass die Befragten tatsächlich stets alle Schritte der Antwortgenerierung für jede Frage eines Fragebogens durchlaufen. Das Auftreten von Response-Sets wie beispielsweise Zustimmungstendenzen und die Tendenz zur Wahl der Mittelkategorie deuten auf sogenannte Abkürzungen bei der Antwortfindung hin (Tourangeau 2005, 254). Zur Beschreibung und Erklärung eben dieser Abkürzungen schlagen Krosnick und Alwin (1987) im Rückgriff auf das psychologische Modell paralleler Verarbeitungswege (Petty & Cacioppo 1986; Chaiken & Yaacov 1999) das Konzept des Optimizing beziehungsweise des Satisficing vor. Während beim Optimizing alle erforderlichen Schritte für die Bildung einer Antwort unternommen werden, kommt es beim Satisficing bei den Zielpersonen zu einer nur oberflächlichen, kognitiven Bearbeitung der Frage. Dies hat wiederum einen Einfluss auf die Qualität der Antwort. Die Hypothese liegt nahe, dass vor allem bei ungünstigen Bedingungen im Umfeld der Zielperson infolge von Zeitdruck oder bei technischen Problemen solche Satisficing-Strategien eingesetzt werden. Insgesamt lässt sich beim Satisficing im Vergleich zum Optimizing eine geringere Datenqualität aufgrund einer höheren Anfälligkeit beispielsweise gegenüber Kontexteffekten erwarten. Es ist deshalb unter anderem mit folgenden Effekten zu rechnen: • Vor allem wenn es darum geht, Mode-Effekte beim Einsatz von persönlich-mündlichen und telefonischen Befragungen zu diskutieren, werden Unterschiede in den Erinnerungsleistungen und damit in der Antwortqualität thematisiert (vergleiche Noelle-Neumann, & Petersen 2000, 183 ff.). Aber auch in diesem Kontext ist nicht auszuschließen, dass es beispielsweise aufgrund einer stärkeren Ablenkung durch die Umgebung bei Mobilfunkbefragungen oder durch die Anwesenheit Dritter zu schlechteren Erinnerungsleistungen kommen kann. 50

Mode-Effekte bei telefonischen Befragungen über Festnetz und Mobilfunk

• Zu Item-Non-Response kann es – ähnlich wie bei anderen Befragungsmodes – auch bei telefonischen Befragungen kommen, wenn sich die Zielpersonen noch keine Meinung zu einem Sachverhalt gebildet haben und den weniger aufwendigen Weg des Satisficing vorziehen. Als Ursachen für Item-Non-Response gelten: ein ungenügendes Verständnis des Anliegens der jeweiligen Frage, fehlende Informationen bei den Zielpersonen, um eine Antwort zu generieren, ein Mangel an Motivation, um entsprechende Informationen aus dem Gedächtnis abzurufen (vergleiche Krosnick 2002) oder auch schlicht ein Fehler der Interviewerin oder des Interviewers, die beziehungsweise der eventuell vergessen hat, der Zielperson eine Frage zu stellen. Folgt man beispielsweise Groves und Kollegen, so kann auch das Phänomen der sozialen Erwünschtheit zum Item-Non-Response führen (vergleiche Groves et al. 2004, 189). 3 Forschungsfrage Da Mobilfunkbesitzer potentiell häufiger in komplizierten Situationen um ein Interview gebeten werden, liegt die Vermutung nahe, dass sie bei der Antwortfindung häufiger zu Satisficing-Strategien greifen. Insofern sind bei Personen, die über den Mobilfunk befragt wurden, schwächere Erinnerungsleistungen, höhere Quoten von Item-Non-Response sowie eine stärkere Ablenkung durch die Anwesenheit Dritter während des Interviews zu erwarten beziehungsweise zumindest nicht auszuschließen. Außerdem lässt sich vermuten, dass unter Verwendung von Satisficing-Strategien bei der Antwortfindung Kontexteffekte stärker wirken. Das sollte unter anderen dazu führen, dass Einstellungsfragen mit einem direkten Bezug (zum Beispiel zur Mobilfunknutzung oder zum Handykauf) systematisch anders beantwortet werden als Fragen ohne direkten Bezug zum Sachverhalt (zum Beispiel Einstellungsfragen zum Freizeitverhalten, zu Hobbys oder allgemeiner Zufriedenheit).

4 Empirische Untersuchung Grundlage der hier vorgestellten Ergebnisse ist das durch die Deutsche Forschungsgesellschaft geförderte Projekt „Telefonbefragungen in der Allgemeinbevölkerung über das Mobilfunknetz“. Innerhalb dieses Projektes wurde sowohl über das Festnetz als auch über den Mobilfunk eine Umfrage zum 51

Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig

Thema „Telefoniergewohnheiten“ durchgeführt (das Projekt wird ausführlich dargestellt in Häder & Häder 2009). Ein Schwerpunkt des Projekts war die Analyse von Modeeffekten bei Mobilfunk- und Festnetzbefragungen. Im Mittelpunkt stand dabei die Analyse von Unterschieden des Antwortverhaltens von Personen, die am Festnetz oder die via Mobilfunk befragt wurden (eine Beschreibung dieser Befunde geben Häder & Kühne 2009, 165 ff.). Zur Beantwortung der Fragestellung wurden diverse Split-Ballots in beiden Modes benutzt, um mögliche Effekte ausmachen zu können. Einige davon wurden aus in der Literatur bekannten Arbeiten entlehnt. Die Bemühungen gingen prinzipiell dahin, ein Design zu entwickeln, dass es erlaubt, sowohl das Vorhandensein als auch die Stärke möglicher Effekte zwischen den beiden Modes aufzudecken.

4.1 Erhebungsdesign und Stichprobe Beide Befragungen erfolgten mit Hilfe des CATI-Systems am Sozialwissenschaftlichen Methodenzentrum der Technischen Universität Dresden mit denselben Interviewerinnen und Interviewern und den gleichen Supervisionsprinzipien. Die Nummernfolgen der zu kontaktierenden Personen wurden auf dem gleichen Weg rekrutiert. Auch die Feldzeit der Datenerhebung war für beide Modes nahezu identisch. Es wurden schließlich 1.009 zufällig ausgewählte Personen über das Festnetz und 1.162 Respondenten über den Mobilfunk mit den gleichen Instrumenten befragt. Grundlage der Stichprobenziehung für die Befragung über das Festnetz war das Gabler-Häder-Design (Gabler & Häder 1998). Für die Auswahl der Teilnehmerinnen und Teilnehmer für die Mobilfunkbefragung wurde ein modifiziertes RDD-Verfahren verwendet (siehe dazu Hädler & Gabler & Heckel 2009, 21 ff.).

4.2 Operationalisierung Die Beantwortung der Forschungsfragen erfolgt erstens über das Abfragen von vergangenen Ereignissen, zweitens mit Hilfe der Auswertung der aufgetretenen Antwortverweigerung und drittens anhand von Unterschieden im Antwortverhalten zwischen den Modes bei Fragen mit und ohne Nähe zum Sachverhalt Mobilfunk. Zusätzlich wird kontrolliert, inwieweit die Anwesenheit Dritter einen Einfluss auf die Befunde hat. Dabei sind die folgenden Wege eingeschlagen worden. 52

Mode-Effekte bei telefonischen Befragungen über Festnetz und Mobilfunk

Erinnerungsleistung: Um die Erinnerungsleistungen der Zielpersonen in beiden Modes zu vergleichen, wurde folgendes an die Methode des Paraphrasing angelehnte Vorgehen praktiziert: Die Personen wurden zu neun verschiedenen Aspekten befragt.2 Sie sollten jeweils angeben, ob sie diese entweder als verzichtbar oder als unverzichtbar ansehen. Jedes Item wurde einzeln abgefragt. Um das für Telefonbefragungen typische Response-Set des Recency-Effektes zu neutralisieren, wurde die Reihenfolge der neun Items permutiert. Im Anschluss an diese neun Fragen wurden die Befragten gebeten, sich zu erinnern und diejenigen der neun Aspekte zu nennen, an die sich noch erinnern können. Die Erinnerungsleistung beträgt damit im Maximum neun und im Minimum null. Item-Non-Response: Item-Non-Response wurde ebenfalls anhand dieser neun Fragen gemessen. Wurde von den Befragten explizit keine Angabe gemacht oder auf die weiß-nicht-Kategorie3 ausgewichen, ging die Antwort als Item-Non-Response in die Auswertung ein. Der Index für den Item-Non-Response beträgt damit ebenfalls im Maximum neun und im Minimum null.4 Nähe zum Thema Mobilfunk: Um den Bezug zum Thema variieren zu können, wurde auf die Items der Erinnerungsleistung zurückgegriffen. Dabei wird allen Items außer v18_5 kein direkter Bezug unterstellt. Differenzen im Antwortverhalten zwischen den Modes sollten sich also nur bei dem Item mit der Frage zum Handykauf (v18_5) ergeben. Anwesenheit Dritter: Es wurde erfragt, ob sich andere Personen während der Befragung in unmittelbarer Nähe der jeweils befragten Person befanden. Außerdem wurde erhoben, ob es sich bei diesen Personen um Verwandte, Freunde und Bekannte oder Fremde gehandelt hat. Diese Differenzierung wird in den folgenden Analysen keine weitere Beachtung finden. Es wird nur unterschieden, ob Dritte während der Befragung anwesend waren (dichotom: ja oder nein).

5 Ergebnisse 5.1 Deskriptive Darstellung zur Erinnerungsleistung In Tabelle 1 werden die deskriptiven Ergebnisse zur Erinnerungsleistung dargestellt. Für jedes Item ist aufgeführt, wie viele der befragten Personen sich je Mode an die einzelnen Aspekte erinnern konnten. Am häufigsten wurde sich in beiden Modes an den Sachverhalt erinnert, ein neues Auto kaufen zu können. Am seltensten konnten sich die Befragten an die Frage er53

Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig

innern, ob sie es für verzichtbar oder unverzichtbar halten, finanzielle Rücklagen für das Alter schaffen zu können. Tabelle 1: Erinnerungsleistungen der Befragten (in Prozent) Fragegegenstand . . .

Festnetz

Mobilfunk

Wie oft erinnert (n)

Wie oft erinnert (n)

Zweiwöchige Urlaubsreise pro Jahr

59,1

(619)

56,3

(633)

Abgenutzte Möbel durch neue ersetzen zu können

50,8

(532)

52,1

(585)

Markenartikel kaufen zu können

28,2

(295)

31,6

(355)

Bei Lebensmitteln auf Qualität und nicht auf den Preis achten zu können

47,5

(497)

44,5

(500)

Ein neues Handy zu kaufen

58,9

(616)

62,9

(707)

Finanzielle Rücklagen für das Alter schaffen zu können

16,6

(173)

14,7

(165)

Einmal im Jahr Verwandte/ Bekannte zum Essen einladen zu können

55,0

(576)

62,8

(706)

Ein neues Auto kaufen zu können

62,8

(657)

68,0

(764)

Hobbys ausüben zu können

15,7

(164)

19,4

(218)

5

gewichteter Datensatz

Insgesamt wurde sich im Durchschnitt an vier erfragte Sachverhalte erinnert (Mittelwert = 4,1). 120 Personen konnten sich an keinen der Sachverhalte erinnern und fünf der 2.171 Personen erinnerten sich an alle abgefragten Aspekte. Es wurde auch erfasst, ob Personen andere als die genannten Sachverhalte anführten. Insgesamt haben sieben Personen mindestens einen Aspekt genannt, der nicht Gegenstand der vorangegangenen neun Fragen war. 128 Personen haben diese Frage komplett verweigert.

5.2 Deskriptive Darstellung des Item-Non-Response Eine Übersicht zum Auftreten von Item-Non-Response bei dieser Fragebatterie veranschaulicht die Tabelle 2. 54

Mode-Effekte bei telefonischen Befragungen über Festnetz und Mobilfunk

Tabelle 2: Item-Non-Response bei den Fragen zu verzichtbaren und unverzichtbaren Dingen im Leben (in Prozent) Fragegegenstand . . .

Festnetz

Mobilfunk

Item-NR (n)

Item-NR (n)

Zweiwöchige Urlaubsreise pro Jahr

1,1

(11)

0,9

(10)

Abgenutzte Möbel durch neue ersetzen zu können

1,8

(19)

2,8

(31)

Markenartikel kaufen können

1,8

(19)

1,7

(20)

Bei Lebensmitteln auf Qualität und nicht auf den Preis achten zu können

4,0

(42)

4,9

(55)

Ein neues Handy zu kaufen

0,3

(3)

0,8

(9)

Finanzielle Rücklagen für das Alter schaffen zu können

2,0

(21)

1,5

(17)

Einmal im Jahr Verwandte/ Bekannte zum Essen einladen zu können

0,4

(4)

1,1

(12)

Ein neues Auto kaufen zu können

1,8

(19)

1,7

(20)

Hobbys ausüben zu können

0,7

(7)

1,1

(13)

gewichteter Datensatz

Am häufigsten fehlen die Antworten auf das Item „bei Lebensmitteln auf Qualität und nicht auf den Preis achten zu können“ in beiden Modes. Im Durchschnitt wurde eine der neun Fragen verweigert (der Mittelwert beträgt 1,3 und der Median liegt bei 1). Insgesamt werden sowohl bei der Erinnerungsleistung als auch beim Item-Non-Response Unterschiede zwischen den Modes sichtbar. Insgesamt erscheint der Anteil an Verweigerungen am Mobilfunk etwas höher.

5.3 Effekte des Erhebungsmodes auf die Erinnerungsleistung Es ist anzunehmen, dass es Unterschiede im Teilnahmeverhalten zwischen beiden Erhebungsmodes gibt. Damit muss weiterhin in Rechnung gestellt werden, dass Unterschiede zwischen den Modes nicht aufgrund eines tat55

Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig

sächlichen Mode-Effekts entstehen, sondern auf die unterschiedliche Struktur der Befragten zurückzuführen sind. Damit ist es erforderlich, eine Kontrolle solcher Größen mit Hilfe multivariater Verfahren vorzunehmen. Als Kontrollvariablen finden Alter, Geschlecht und Bildung6 als klassische soziodemographische Variablen sowie die Anwesenheit Dritter in den Modellen Berücksichtigung. Erinnerungsleistung In einem Modell werden verschiedene Indikatoren zur Kontrolle des Befundes zur Erinnerungsleistung herangezogen, unter anderem auch die Anwesenheit Dritter während der Befragung (siehe Tabelle 3). Tabelle 3: Ergebnisse einer linearen Regression zur Erklärung der Anzahl erinnerter Gegenstände aus den vorangegangenen neun Fragen, unstandardisierte Regressionskoeffizienten (standardisierte Regressionskoeffizienten7) Konstante Modus (RK = Festnetz) Anwesenheit Dritter (RK = Dritte anwesend) Bildungsjahre Geschlecht (RK = männlich) Alter

3,52*** –0,04 –0,01 0,10 (0,18)*** 0,42*** –0,03 (–0,27)***

R2 n

0,1 2.071

* p = 0,1, ** p = 0,05, *** p = 0,01; gewichteter Datensatz

Wie zu sehen ist, besitzt der Modus keine Erklärungskraft für die Anzahl der erinnerten Aspekte aus den vorangegangenen Fragen. Die Erinnerungsleistungen werden lediglich vom Alter, der Bildung – dies ist bis hierhin kaum eine Überraschung – und dem Geschlecht (Frauen zeigen eine bessere Erinnerungsleistung!) beeinflusst. Auch die Anwesenheit Dritter bleibt – als zunächst kritisch bewerteter Umgebungsindikator – ohne eine signifikante Wirkung. Grundlegende mit der Mobilfunkbefragung gegenüber der Festnetzbefragung einhergehende Probleme – wie sie eingangs nicht ausgeschlossen werden konnten – sind damit auch an dieser Stelle nicht empirisch festzustellen gewesen. 56

Mode-Effekte bei telefonischen Befragungen über Festnetz und Mobilfunk

Man muss davon ausgehen, dass bei einem Verzicht auf Mobilfunkbefragungen ein bestimmter Personenkreis (vor allem jüngere und höher gebildete Personen) für sozialwissenschaftliche Umfragen gar nicht oder nicht mehr ohne weiteres erreicht werden könnten (Glemser 2007). Weiterhin muss man in Rechnung stellen, dass gerade dieser Personenkreis bei einer Umfrage besondere Erinnerungsleistungen zu vollbringen in der Lage ist. Dies schließlich würde bedeuten, dass der Umfrageforschung bei einem (weiter andauernden) Verzicht auf Mobilfunkbefragungen eine besonders attraktive Subpopulation verloren ginge. Item-Non-Response Ein ähnliches Vorgehen wird nun bei der näheren Betrachtung des ItemNon-Response‘ gewählt. Die Ergebnisse werden in Tabelle 4 gezeigt. Tabelle 4: Ergebnisse einer linearen Regression (Beta) zur Erklärung der Häufigkeit des Item-Non-Response bei neun ausgewählten Indikatoren, unstandardisierte Regressionskoeffizienten (standardisierte Regressionskoeffizienten) Konstante

0,03

Modus (RK = Festnetz)

0,03

Anwesenheit Dritter (RK = Dritte anwesend)

–0,01

Bildungsjahre

0,01 (0,02)

Geschlecht (RK = männlich)

–0,12***

Alter

0,01 (0,10)***

R

0,01

2

n

2.071

* p = 0,1, ** p = 0,05, *** p = 0,01; gewichteter Datensatz

Die Beta-Koeffizienten signalisieren, dass bei den Mobilfunkbefragungen – unter der Kontrolle weiterer Indikatoren – nicht mit mehr Non-Response zu rechnen ist als bei den Festnetzbefragungen. Die Anwesenheit Dritter bleibt ebenfalls ohne einen Effekt. Ein gewisser Effekt geht vom Alter aus: Die NonResponserate steigt mit dem Alter an. Auch das Geschlecht zeigt eine Wirkung (Frauen beantworten die Fragen vollständiger). 57

Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig

5.4 Einstellungsfragen mit und ohne direkten inhaltlichen Bezug An dieser Stelle erscheint im Rahmen der Suche nach Mode-Effekten noch ein anderer Aspekt nennenswert. So könnte die im Moment der Befragung ausgeführte Tätigkeit – bei den Mobilfunkbefragungen das augenblickliche Handytelefonieren – einen Einfluss auf das Antwortverhalten haben, wenn sich der Gegenstand der Frage mehr oder weniger direkt auf eben diese Tätigkeit bezieht. Es wird also im Mobilfunkmodus wiederum ein Kontexteffekt nicht ausgeschlossen, der bewirkt, dass sich aufgrund der momentanen Tätigkeit an jene Informationen stärker beziehungsweise vorrangig erinnert wird, die mit der eben ausgeübten Tätigkeit in Verbindung stehen. Dies betrifft in unserem Zusammenhang die Vorgabe „ein neues Handy zu kaufen“ (v18_5). Dass sich ein solcher Effekt ebenfalls am Festnetz ergibt, kann nicht ausgeschlossen werden. Allerdings ist davon auszugehen, dass aufgrund der „traditionellen“ Telefonbefragung über das Festnetz ein solcher Effekt eher gering ist. Mithilfe eines Regressionsmodells wird überprüft, ob an dieser Stelle ein solcher Einfluss vorliegt. Alle anderen acht Vorgaben besitzen einen solchen Bezug nicht, weshalb auch kein Einfluss erwartet wird. Das Ergebnis zeigt Tabelle 5. Tabelle 5: Ergebnisse binär logistischer Regressionen – Exp(B) – zur Erklärung des Antwortverhaltens bei Einstellungs-Items mit und ohne inhaltlichen Bezug zum Mobilfunk Variablen

8

V18_1 V18_2 V18_3 V18_4 V18_5 V18_6 V18_7 V18_8 V18_9

Konstante

0,81

0,58

0,61

0,84

0,50

2,39

1,07

0,76

4,78**

Mode

0,97

1,04

0,99

0,90

1,60** 1,02

1,01

0,89

0,86

Bildungsjahre

1,04** 0,95** 0,94** 1,09*** 0,90*** 1,08** 1,01

0,95*** 1,07**

Geschlecht

0,82

0,82*

0,95

0,70** 1,07

0,62*** 1,40*

0,87

0,94

1,01

1,16

0,86

0,97

1,04

1,35**

1,00

1,01** 1,01*

1,01** 1.00

1,00

1.00

1,01*

0,97***

0,01

0,04

0,02

0,00

0,02

0,05

Anwesenheit Dritter Alter

0,01

Nagelkerkes R

2

0,02

0,90

0,05

0,90

1,35**

n: 2.171 * p = 0,1, ** p = 0,05, *** p = 0,01; gewichteter Datensatz

Tatsächlich tritt an dieser Stelle der erwartete Effekt auf: Bei der Einstellungsfrage, die einen direkten Bezug zur gegenwärtigen Tätigkeit der be58

Mode-Effekte bei telefonischen Befragungen über Festnetz und Mobilfunk

fragten Person aufweist (v18_5), tritt auch ein Mode-Effekt auf. Bei allen anderen Einstellungsfragen kann kein solcher Einfluss nachgewiesen werden. Weiterhin ist interessant, dass bei der Anwesenheit Dritter lediglich in einem Fall ein Effekt aufgetreten ist. Dieser Effekt wirkt allerdings unabhängig vom Erhebungsmodus. Mit anderen Worten: Hier hat die Anwesenheit dritter Personen sowohl bei der Festnetzbefragung als auch bei der Mobilfunkbefragung eine Wirkung auf das Antwortverhalten.

6 Diskussion Der Anteil an Personen, die telefonisch ausschließlich über Mobilfunk erreichbar sind, ist in den letzten Jahren stark gestiegen. Der Anteil dieser Gruppe an Mobilfunknutzerinnen und Mobilfunknutzern führte zu dem Versuch, telefonische Befragungen ebenfalls über den Mobilfunk durchzuführen. Eng verbunden mit der Befragung über den Mobilfunk ist die Frage nach der Vergleichbarkeit der Daten mit Befragungen, die über das Festnetz geführt wurden. In dieser Arbeit wurden Ergebnisse eines solchen MixedMode-Designs vorgestellt. Zunächst lassen sich anhand des empirischen Materials durchaus Unterschiede zwischen den Modes ausmachen. Diese kommen aber – das zeigen die multivariaten Analysen – vor allem aufgrund des Einflusses von Drittvariablen zustande. Diese – und nicht etwa wahre Mode-Effekte – können dann für Unterschiede im Antwortverhalten verantwortlich gemacht werden. Die Erinnerungsleistung wird vom Mode nicht signifikant beeinflusst. Die Stärke der Erinnerung an abgefragte Sachverhalte ist in dem vorgestellten Modell von Alter, Geschlecht und Bildung abhängig. Bei der Analyse des Item-Non-Response ergeben sich neben Alters- und Geschlechtseffekten ebenfalls keine Mode-Effekte. Personen, die am Handy befragt wurden, verweigerten bei den analysierten Fragen genauso häufig wie Personen, die am Festnetz befragt wurden. Nicht unerwartet wurde ein Zusammenhang zwischen dem Inhalt einer Frage und dem Befragungsmode sichtbar, wenn sich die Einstellungsfrage auf den Mobilfunk bezog. Aus einigen Ergebnissen ergibt sich weiterer Forschungsbedarf. Einstellungsfragen ohne Bezug zur Thematik Mobilfunk erwiesen sich beispielsweise als resistent gegenüber dem Einfluss der Erhebungsmodi. Etwas anders sahen die Ergebnisse bei Fragen aus, die – mehr oder weniger direkt – das Thema Mobiltelefonieren aufgriffen. Hierzu besteht auch aus theoreti59

Michael Häder, Mike Kühne, Tino Schlinzig

scher Sicht noch ein gewisser Erklärungsbedarf. Die gesamte Befundlage kann aber prinzipiell die Bemühungen bestärken, telefonische Befragungen über das Mobilfunknetz in das sozialwissenschaftliche Methodenarsenal aufzunehmen. Zu Beginn des zugrunde liegenden Projektes war es weitgehend unklar, ob telefonische Befragungen über den Mobilfunk überhaupt einen sozialwissenschaftlich gangbaren Weg darstellen könnten. Aufgrund verschiedener Überlegungen schien hier Skepsis durchaus angebracht zu sein. Diese Befürchtungen können in dieser Pauschalität nun als widerlegt angesehen werden. Die Befunde unserer Studie belegen, dass telefonische Befragungen auch über den Mobilfunk durchaus zu einem probaten sozialwissenschaftlichen Instrument entwickelt werden können.

Anmerkungen 1 2

3

4

5

6 7

8

60

Wir danken den Herausgebern und einem anonymen Gutachter für die konstruktive Kritik und die hilfreichen Anmerkungen. Im Einzelnen wurden abgefragt v18_1: eine zweiwöchige Urlaubsreise pro Jahr, v18_2: abgenutzte Möbel durch neue ersetzen zu können, v18_3: Markenartikel kaufen zu können, v18_4: bei Lebensmitteln auf Qualität und nicht auf den Preis achten zu können, v18_5: ein neues Handy zu kaufen, v18_6: finanzielle Rücklagen für das Alter schaffen zu können, v18_7: einmal im Jahr Verwandte/Bekannte zum Essen einladen zu können, v18_8: ein neues Auto kaufen zu können sowie v18_9: Hobbys ausüben zu können. Die Kategorie „weiß nicht“ wurde den Zielpersonen bei keiner Frage als Antwortoption explizit angegeben. Erst wenn die Befragten keine substantielle Antwort geben konnten oder wollten, wurde diese Option offeriert. Die Antwortoption „weiß nicht“ wurde während der Befragung nicht explizit als potentielle Antwortoption angeboten, aber bei Nennung durch die Befragten als „weiß nicht“ codiert. Die Untersuchungsanlage der Studie macht eine Designgewichtung der Daten erforderlich, unter anderem zum Ausgleich der unterschiedlichen Inklusionswahrscheinlichkeiten. Diese ist im Einzelnen beschrieben bei Häder & Häder. Die Bildung wurde über die absolvierten Bildungsjahre operationalisiert. Ob weitere Personen außer den Befragten anwesend waren, wurde bei der Erhebung ermittelt. Die standardisierten Regressionskoeffizienten werden nur für die metrischen Variablen ausgewiesen. Die Interpretation für dichotome Variablen wäre statistisch nicht sinnvoll, da Dummy-Variablen nicht um eine Standardabweichung erhöht werden können. Die Aufschlüsselung der Variablennamen befindet sich in der Fußnote 2.

Mode-Effekte bei telefonischen Befragungen über Festnetz und Mobilfunk

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Julia Simonson

Julia Simonson

Klassenzimmerbefragungen von Kindern und Jugendlichen: Praktikabilität, Potentiale und Probleme einer Methode* Zusammenfassung Thema des Beitrags ist die Methode der Klassenzimmerbefragung bei Kindern und Jugendlichen. Einleitend werden zunächst einige Besonderheiten von Klassenzimmerbefragungen im Vergleich zu anderen Befragungsformen betrachtet. Im Anschluss daran wird mit der KFN-Schüler/innenbefragung 2005 eine Beispielstudie vorgestellt, anhand derer zwei zentralen Punkten der Datengüte nachgegangen wird: der Validität von Befragtenangaben am Beispiel von Schulnoten sowie dem Ausmaß sozial erwünschten Antwortverhaltens.

Abstract Classroom Surveys among Children and Adolescents: Practicability, Potentials, and Problems of a Survey Method This paper deals with the method of classroom surveys among children and adolescents. Introductory, some distinctive features of classroom surveys in comparison to other survey modes are considered. Subsequently, with the KFN School Survey 2005 an example is presented and two key points of data quality are examined: First, the validity of the answers of respondents exemplified by school grades and second, the extent of social desirability.

1 Einleitung Von Klassenzimmerbefragungen spricht man in der Regel, wenn mehrere Personen, die sich wie eine Schulklasse in einem Raum befinden, simultan an einer Befragung teilnehmen (Planck 1959). Meist werden die Befragungen schriftlich durchgeführt, aber auch computergestützte Varianten sind prinzi63

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piell möglich. Anwesend ist normalerweise eine Person, die Fragebögen verteilt, die Befragung anleitet, Ausfüllhinweise gibt und für Rückfragen zur Verfügung steht. Die Klassenzimmerbefragung kann damit als Hybridform zwischen schriftlicher und mündlicher Befragung angesehen werden, wobei die Gemeinsamkeiten mit der schriftlichen Befragung überwiegen und sie deswegen häufig auch als Unterform von dieser verstanden wird. Ihr besonderes Potential entfalten Klassenzimmerbefragungen bei der Befragung von Gruppen, die sich ohnehin an einem Ort befinden bzw. leicht zu einem solchen eingeladen werden können, wie Schulklassen, Seminarteilnehmer/innen in Universitäten oder Mitarbeiter/innen in Abteilungen eines Unternehmens.1 Häufig wird die Methode zur Befragung von Kindern und Jugendlichen und hier insbesondere zur Erforschung von Jugenddelinquenz und -gewalt eingesetzt (Baier & Pfeiffer & Windzio & Rabold 2006; Fuchs 1997; Fuchs & Lamnek & Lüdtke 1996; Mansel 2001; Mansel & Hurrelmann 1998; Oberwittler & Blank & Köllisch & Naplava 2001; Steffgen & Russon 2003; Tillmann & Holler-Nowitzki & Holtappels & Meier & Popp 1999). Einzelne methodische Aspekte dieser Erhebungsform wurden dabei zwar mehrfach thematisiert (so z. B. von Köllisch & Oberwittler 2004; Kreuzer & Görgen & RömerKlees & Schneider 1992; Naplava & Oberwittler 2002; Oberwittler & Naplava 2002), in den einschlägigen Lehrbüchern zur empirischen Sozialforschung sowie zu Befragungen wird die Methode allerdings allenfalls am Rande erwähnt (z. B. Diekmann 1998; Schnell & Hill & Esser 2005; Scholl 2003). Im folgenden Beitrag sollen zunächst einige Besonderheiten von Klassenzimmerbefragungen bei Kindern und Jugendlichen im Vergleich zu anderen Befragungsformen betrachtet werden. Im Anschluss daran wird mit der vom Kriminologischen Forschungsinstitut Niedersachsen (KFN) 2005 durchgeführten Schüler/innenbefragung eine Beispielstudie vorgestellt, anhand derer mit der Validität von Befragtenangaben sowie dem Ausmaß sozial erwünschten Antwortverhaltens zwei zentralen Punkten der Datengüte nachgegangen wird.

2 Methodische Besonderheiten von Klassenzimmerbefragungen bei Kindern und Jugendlichen Ein Vorteil von Klassenzimmerbefragungen gegenüber anderen Befragungsformen ist zunächst die gute Erreichbarkeit der Kinder und Jugendlichen: Wird die Befragung während der Schulzeit durchgeführt, können in der Regel alle am Befragungstag anwesenden Schüler/innen angesprochen wer64

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den. D. h., auch sonst schwer erreichbare Gruppen, wie Kinder oder Jugendliche aus bildungsfernen Familien, können befragt werden (Oberwittler & Naplava 2002). Durch die simultane Befragung mehrerer Schüler/innen ergeben sich darüber hinaus hohe Einsparpotentiale hinsichtlich Zeit und Kosten. Als ein weiterer Vorzug sind die in der Regel verhältnismäßig hohen Ausschöpfungsquoten zu nennen, da die Motivation der Schüler und Schülerinnen während der Schulzeit an einer Befragung teilzunehmen verständlicherweise deutlich höher ist als wenn die Befragung in der Freizeit stattfindet. Kosten und Nutzen von Teilnahme bzw. Verweigerung verteilen sich damit grundsätzlich anders als bei vielen anderen Befragungsformen: Während z. B. bei haushaltsbasierten Befragungen aus Sicht der Befragten durch die zur Verfügung gestellte freie Zeit Kosten der Teilnahme anfallen, entstehen bei Klassenzimmerbefragungen eher Kosten durch die Nichtteilnahme, da diese in der Regel nicht nur gegen die Erwartungen des/der Interviewers/ in, sondern auch die der Lehrkraft und Mitschüler/innen durchgesetzt werden muss (Oberwittler & Naplava 2002). Schul- und Klassenlisten ermöglichen die Ziehung mehrstufiger Zufallsauswahlen. Darüber hinaus besteht die Möglichkeit, neben den Informationen der Schüler/innen auch Informationen über die Schule oder die Klasse durch Lehrkräfte oder andere Befragungspersonen zu erheben und diese später mit den Schüler/innendaten zu verknüpfen. Natürlich sind diese Vorzüge nicht ohne gleichzeitige Einschränkungen zu haben: Zu berücksichtigen ist zunächst, dass Befragungen im Schulkontext in der Regel vorab von den zuständigen Kultusministerien genehmigt werden müssen. Auch für die Benachrichtigung bzw. Erlaubnis der Eltern ist eine gewisse Zeit einzuplanen. Darüber hinaus ist es zwar möglich, die Stichprobengröße aufgrund der Befragung ganzer Klassen bei ähnlichem Kostenaufwand gegenüber anderen Befragungsvarianten deutlich zu steigern, allerdings muss damit auch die Clusterung der Daten in Kauf genommen werden. Wird diese bei der Analyse nicht berücksichtigt, kann es durch falsch geschätzte Standardfehler zu verzerrten Ergebnissen, insbesondere bei der Interpretation von Signifikanztests, kommen (vgl. z. B. Snijders & Bosker 1999). Durch den Einsatz von Mehrebenenmodellen oder speziellen Routinen für komplexe Auswahlen, wie sie mittlerweile in einigen Statistikprogrammen wie z. B. Stata implementiert sind, lässt sich dieses Problem aber weitgehend lösen. Ein Problem können mit dem Zugang verbundene selektive Ausfälle von Befragungspersonen sein. Auch wenn durch Klassenzimmerbefragungen an Schulen generell eine hohe Befragtenzahl erreicht werden kann und die 65

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Ausschöpfungsquote meist höher als bei anderen Befragungsformen ist, werden nur diejenigen Schüler und Schülerinnen angesprochen, die am Befragungstag die Schule besuchen. Wer häufig krank ist oder oft die Schule schwänzt, gelangt also mit geringerer Wahrscheinlichkeit in die Stichprobe. Gerade wenn es wie im später vorgestellten Beispiel um abweichende Verhaltensweisen von Schülern/innen geht, ist der Ausfall der letzteren Gruppe jedoch problematisch, da Schuleschwänzen zum einen selbst eine Form niedrigschwelligen abweichenden Verhaltens darstellt, dessen Ausmaß in der Stichprobe damit unterschätzt werden dürfte, und andererseits nachweislich mit anderen Formen jugendlicher Devianz korreliert ist. Notwendig ist also eine Überprüfung des Anteils der durch Schwänzen ausfallenden Personen und – bei hohem Ausfall – eine Nachbefragung derselben, sofern davon ausgegangen wird, dass die zu untersuchenden Sachverhalte mit Schuleschwänzen korrelieren. Weitere Einschränkungen ergeben sich aus der Befragungssituation, die Raum für von der Anwesenheit einer Lehrkraft und Mitschülern/innen ausgehende Effekte bietet. Durch die gleichzeitige Befragung mehrerer Personen kann im Vergleich zur Einzelbefragung eine Beschränkung der Anonymitätswahrnehmung gegeben sein. Diese Problematik kann durch das Auseinandersetzen der Befragten oder das Aufstellen von Sichtblenden (z. B. Schulranzen), zwar entschärft werden,2 ganz lösen lässt es sich wohl aber nicht, so dass insbesondere bei heiklen Fragen sozial erwünschte Antworten oder Antwortverweigerungen möglich sind (Beebe & Harrison & McRea & Anderson & Kerson 1998; Oberwittler & Naplava 2002). Allerdings deuten bisherige Befunde (Köllisch & Oberwittler 2004; Naplava & Oberwittler 2002; Oberwittler & Naplava 2002) darauf hin, dass Prävalenzraten selbstberichteter Delinquenz bei Klassenzimmerbefragungen höher ausfallen als bei persönlich-mündlichen Interviews, soziale Erwünschtheit also eine vergleichsweise geringe Rolle spielt. Ausgehend von den dargestellten Überlegungen soll im folgenden Erfahrungsbericht auf der Grundlage der KFN-Schüler/innenbefragung zwei zentralen Punkten der Datengüte nachgegangen werden. Zum einen wird untersucht, inwieweit die Angaben der Schüler/innen als valide gewertet werden können. Hierfür werden Angaben zu den Schulnoten von Viertklässlern/innen den Angaben ihrer Lehrkräfte gegenübergestellt. Zum anderen wird überprüft, in welchem Maße sozial erwünschtes Antwortverhalten ein Problem darstellt.

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3 Die KFN-Schüler/innenbefragung: Anlage und Durchführung der Befragung Das KFN führt seit 1998 wiederholt Befragungen von Schülern und Schülerinnen durch, um Informationen über das Ausmaß und die Struktur devianten Verhaltens zu gewinnen. Auch im Jahre 2005 wurden Kinder (Viertklässler/innen, N = 6.142) und Jugendliche (Neuntklässler/innen, N = 17.021) befragt. Dabei wurden unterschiedliche ländliche und städtische Gebiete Deutschlands sowie ein Bundesland (Thüringen) einbezogen (Baier & Pfeiffer & Windzio & Rabold 2006; Baier & Rabold & Pfeiffer & Windzio 2006). Dieses Vorgehen bietet die Möglichkeit, Vergleiche zwischen den einbezogenen Gebieten zu ziehen. Da diese allerdings nicht im Rahmen einer Zufallsauswahl gezogen wurden, sind über die Gebiete hinaus, also z. B. auf Bundesebene, keine verallgemeinernden Aussagen möglich.3 Da für das Aufzeigen methodischer Besonderheiten ebenso wie für den Nachweis genereller Zusammenhänge keine repräsentative Stichprobe zwingend ist, erscheint diese Einschränkung im vorliegenden Fall jedoch vernachlässigbar. Innerhalb der Befragungsgebiete wurden entweder auf der Basis von Schullisten nach Schulformen geschichtete, zweistufige Klumpenauswahlen (1. Stufe: Schulen, 2. Stufe: Klassen) gezogen, oder es erfolgte eine Vollerhebung. Im Rahmen der Befragungen in den vierten Klassen wurden in Dortmund, Kassel, München, Oldenburg, Peine, Stuttgart und Thüringen Klumpenstichproben und in Schwäbisch-Gmünd, Soltau-Fallingbostel, Belm und Wallenhorst Vollerhebungen, bezogen auf die neunte Jahrgangsstufe in Dortmund, München, Stuttgart und Thüringen Klumpenstichproben, in Kassel, Oldenburg, Peine, Schwäbisch-Gmünd, Soltau-Fallingbostel und Lehrte Vollerhebungen angestrebt. In Lehrte wurde nur in neunten Klassen, in Belm und Wallenhorst nur in vierten Klassen erhoben. Die Erhebungen fanden von Februar bis April 2005 statt. Die Befragung wurde im Klassenverband in standardisierter Weise durch eine geschulte Interviewperson durchgeführt. Um eine möglichst anonyme Erhebungssituation zu schaffen, wurden die Befragten – wenn möglich – auseinander gesetzt. Darüber hinaus wurde auf die Freiwilligkeit der Teilnahme und die Anonymität der Befragung hingewiesen. Alle Schüler/innen bekamen einen schriftlichen Fragebogen (neunte Klasse: 27 Seiten, vierte Klasse: 16 Seiten). In den neunten Klassen wurden die ersten fünf Seiten des Fragebogens von der Interviewperson nacheinander als Overhead-Folie aufgelegt, die Fragen laut vorgelesen und den Jugendlichen jeweils Zeit gegeben, die Fragen für sich zu beantworten. Die restlichen Seiten sollten sie dann alleine ausfüllen. 67

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In den vierten Klassen wurden alle Seiten des Fragebogens als Folie aufgelegt und die Fragen laut vorgelesen. Die Kinder bekamen dabei jeweils im Anschluss an eine Frage genügend Zeit zum Ausfüllen. Insgesamt nahm die Befragung in beiden Jahrgangsstufen durchschnittlich zwei Schulstunden in Anspruch. In der Regel war der Klassenlehrer oder die Klassenlehrerin während der Befragung anwesend, hielt sich jedoch zurück und griff nur ein, wenn es zu Disziplinproblemen kam. Darüber hinaus sollten die Lehrkräfte einen speziellen Lehrer/innenfragebogen ausfüllen, in dem u. a. nach nicht anwesenden Schülern/innen und Charakteristika der Schule gefragt wurde. Einsicht in die ausgefüllten Schüler/innenfragebögen bekamen die Lehrkräfte nicht. Hauptthemen der Befragung waren abweichende Verhaltensweisen, Opfererfahrungen, Freizeitgestaltung, Medienkonsum sowie die schulische Einbindung. Da es bei allen Fragen auch darum ging, möglichen Ursachen nachzugehen, wurden außerdem Fragen zum Erziehungsverhalten der Eltern, zur Herkunft und zum Bildungsniveau der Eltern sowie zu Persönlichkeitseigenschaften und Einstellungen in die Fragebögen aufgenommen. Insbesondere bei dem in vierten Klassen eingesetzten Fragebogen wurde auf eine kindgemäße Formulierung der Fragen und Antwortvorgaben geachtet. Um das Ausmaß sozial erwünschter Antworttendenzen abschätzen zu können, wurde in den Fragebogen der neunten Klassen eine Kurzskala zur Messung sozialer Erwünschtheit integriert. Tabelle 1 gibt einen Überblick über die Ausfälle und Rückläufe. Der Anteil der Absagen von Schulen bzw. Klassen ist bei beiden Befragungen mit jeweils über 15% recht hoch. Allerdings kann vermutet werden, dass diese Absagen nicht zu inhaltlichen Verzerrungen führen, da die Nichtteilnahme nicht von den Befragten selbst ausging. Ausschlaggebend waren meist organisatorische Gründe (Überschneidungen mit Projektwochen, Prüfungen, Klassenfahrten, Pflichtpraktika etc.), die nicht systematisch mit den Befragungsinhalten zusammenhängen. Diese Ausfälle wurden somit als stichprobenneutral gewertet. Problematischer scheinen die Ausfälle durch am Befragungstag abwesende Schüler/innen, da diese sich unter Umständen systematisch von den Anwesenden unterscheiden. Hier sind die Anteile in beiden Klassenstufen annähernd gleich groß. Die gleichzeitige Befragung der Lehrkräfte ergab, dass jene bei etwa jedem/r zehnten fehlenden Schüler/in angaben, dass es sich um ein unentschuldigtes Fehlen handelte. Die Verzerrung dürfte also eher gering sein. Einen deutlichen Unterschied zwischen beiden Befragungen gibt es bei den Teilnahmeverweigerungen. Hier ist der Anteil in den 68

Klassenzimmerbefragungen von Kindern und Jugendlichen

vierten Klassen, bei denen die Eltern anders als in den neunten Klassen explizit der Befragung zustimmen mussten, deutlich höher. Der Ausfall durch nicht verwertbare Fragebögen ist bei beiden Klassenstufen sehr gering. Insgesamt konnten in beiden Klassenstufen sehr hohe Ausschöpfungsquoten erreicht werden. Tab01 Tabelle 1: Rücklaufquoten 4. Klasse

Personen

9. Klasse

Anteil an Anteil an Bruttostich- bereinigter Bruttostichprobe (in %) probe (in %)

Personen

Anteil an Anteil an Bruttostich- bereinigter Bruttostichprobe (in %) probe (in %)

Bruttostichprobe

8.568

100,00

–

22.572

100,00

–

Absagen von Klassen/Schulen

1.334

15,57

–

3.436

15,22

–

Bereinigte Bruttostichprobe

7.234

84,43

100,00

19.136

84,78

100,00

am Befragungstag abwesende Schüler/innen

624

7,28

8,63

1.727

7,65

9,02

Teilnahmeverweigerung (Eltern/ Schüler/innen)

462

5,39

5,97

283

1,25

1,48

6

0,07

0,08

105

0,47

0,55

6.142

71,69

84,90

17.021

75,41

88,95

Nicht verwertbare Fragebögen Nettostichprobe

Eine hohe Ausschöpfungsquote ist allerdings noch keine hinreichende Bedingung für eine unverzerrte Stichprobe. Zu fragen ist darüber hinaus, ob die Stichprobe die Grundgesamtheit in relevanten Merkmalen, z. B. hinsichtlich der besuchten Schulformen abbilden kann. In Tabelle 2 ist die Verteilung der befragten Neuntklässler/innen auf die unterschiedlichen Schulformen den Anteilen gegenübergestellt, die laut Angaben der Schulämter die jeweilige Schulform besuchen. Da sich die vorhandenen Schulformen zwischen den westdeutschen Befragungsgebieten und dem einzigen ostdeutschen Befragungsgebiet Thüringen stark unterscheiden, werden diese an dieser Stelle gesondert aufgeführt.4 Deutlich wird, dass die in der Stichprobe erreichte Verteilung auf die Schulformen die Verteilung in der Grundgesamtheit jeweils relativ gut widerspiegelt. Schüler/innen von Gesamt69

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schulen sind in beiden Gebieten leicht überrepräsentiert, wohingegen Gymnasiasten/innen in den Stichproben etwas schwächer vertreten sind, als es eigentlich zu erwarten wäre. Tab02 Tabelle 2: Verteilung der Neuntklässler/innen auf Schulformen in Stichprobe und Grundgesamtheit (in %) Westdeutsche Befragungsgebiete

Thüringen

SP

GG

SP

GG

Hauptschule Realschule Gymnasium Gesamtschule Haupt- und Realschule/Regelschule Schule in freier Trägerschaft

20,60 24,24 27,55 14,82 4,61 8,17

22,71 23,89 30,60 11,51 2,72 8,57

– – 31,21 4,41 62,32 2,06

– – 33,59 2,48 61,46 2,47

N

14.301

28.418

2.720

27.524

SP: Nettostichprobe, GG: Grundgesamtheit

Sowohl bei den Viert- als auch bei den Neuntklässlern/innen konnte eine annähernde Gleichverteilung der Geschlechter innerhalb der Stichproben erreicht werden (Viertklässler: 49,84% Jungen, Neuntklässler: 49,29% Jungen). Das durchschnittliche Alter entspricht mit 10,32 bzw. 15,09 Jahren dem für die einbezogenen Jahrgangsstufen erwartbaren Alter.

4 Validität der Angaben der Viertklässler/innen am Beispiel der Schulnoten Im Folgenden soll die Gültigkeit der Angaben anhand der von den Viertklässlern/innen angegebenen Schulnoten überprüft werden. Da in der vierten Klasse für alle Kinder die Schulnoten des letzten Zeugnisses in den Fächern Deutsch, Mathematik, Sachkunde und Sport sowohl aus der Perspektive der Kinder als auch der Lehrkräfte erhoben wurden, ergibt sich die Möglichkeit des direkten Vergleichs beider Angaben. Unterstellt wird, dass die Angaben der Lehrkräfte korrekt sind, da diesen bereits im Vorfeld der Befragung mitgeteilt wurde, dass sie die Noten der Schüler/innen in den angege70

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benen Schulfächern berichten sollten und daher ein Klassenbuch, Notenverzeichnis oder Ähnliches dabei haben sollten. Im Ergebnis sind die Übereinstimmungen in allen vier Fächern relativ hoch.5 Bezogen auf die Deutschnote gab es zu 85,84% Übereinstimmungen zwischen den Angaben der Lehrer/innen und Kinder. Selbst wenn man die zufällig deckungsgleichen Angaben berücksichtigt, ist noch eine hohe Übereinstimmung zu verzeichnen (Cohens Kappa: 0,80).6 9,91% der Schüler/innen geben eine bessere Deutschnote an, 4,25% eine schlechtere. Insgesamt 1,11% „verschätzen“ sich um mehr als eine Note nach oben oder unten. Ganz ähnlich ist das Bild im Fach Mathematik. Hier gab es zu 87,88% Übereinstimmungen (Kappa: 0,83), 8,89% der Schüler/innen gaben eine bessere Note an, 3,23% eine schlechtere. Auch hier wich bei 1,11% die selbst angegebene Note um mehr als eine ganze Note von der Angabe der Lehrer/innen ab. In den Fächern Sachkunde und Sport gab es 84,34% bzw. 88,10% Übereinstimmungen (Kappa: 0,77 bzw. 0,81), 10,39% (7,91%) der Schüler/innen gaben bessere Note an, 5,27% (3,99%) eine schlechtere. 1,29% (0,79%) „verschätzen“ sich um mehr als eine Note. Die Ergebnisse zeigen zwar, dass es insgesamt ein hohes Maß an Übereinstimmungen gibt, diese aber offenbar nicht zufällig sind. Wäre dies der Fall, müssten in etwa gleich viele Kinder bessere bzw. schlechtere Schulnoten berichten. Tatsächlich werden aber von den Kindern häufiger bessere Noten angegeben. Zu fragen ist, ob sich Kinder, die bessere Schulnoten berichten, systematisch von anderen unterscheiden. Im Rahmen multivariater logistischer Mehrebenenmodelle wurde überprüft, wie sich verschiedene Eigenschaften der Kinder auf die Wahrscheinlichkeit, eine bessere Schulnote zu berichten, auswirken.7 Dabei werden zwei Annahmen geprüft. Versteht man das Berichten besserer Schulnoten als eine Form sozial erwünschten Antwortverhaltens, so kann vermutet werden, dass insbesondere Personen mit Anerkennungsdefiziten zum Berichten besserer Noten neigen. Angenommen werden kann, dass Kinder, die bereits Deprivationserfahrungen wegen ihrer ethnischen oder sozialen Herkunft machen mussten, aufgrund daraus resultierender Anerkennungsdefizite eher anfällig für sozial erwünschte Antworten sind. Eine Voraussetzung ist allerdings, dass die Befragten bereits bestimmte Normen hinsichtlich der sozialen Erwünschtheit internalisiert haben (Reinecke, 1991). Angenommen wird, dass Kinder höher gebildeter Eltern schulbezogene Leistungsnormen in stärkerem Maße internalisiert haben und daher eher bessere Noten angeben. Als Indikator für die Bildung der Eltern wurde in die vorliegenden Modelle eine auf der Grundlage der Lehrer/inneneinschätzung gebildete Variable einbezogen, die angibt, ob die Eltern über eine niedrige (unter 71

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zehn Jahre Schulbesuch) oder höhere Bildung verfügen. Da nicht für alle Kinder solche Lehrer/inneneinschätzungen vorliegen, ist der Ausfall durch fehlende Werte hier mit 23,3% sehr hoch.8 Als Indikator für den sozialen Status wurde die aus Schüler/innenangaben generierte Information einbezogen, ob derzeit mindestens ein Elternteil von Arbeitslosigkeit betroffen ist. Tab03 Tabelle 3: Erklärungsmodell für das Berichten besserer Schulnoten (binär logistisches Mehrebenenmodell, abgebildet: Effektkoeffizienten eb) Deutsch

Mathematik

Sachkunde

Sport

Note der Lehrkraft (z) Geschlecht: männlich ethnische Herkunft: türkisch ehemalige Sowjetunion andere deutsch Alter in Jahren (z) positive Schuleinstellung (z) Arbeitslosigkeit der Eltern niedrige Bildung der Eltern

2,71*** 1,05

2,65*** 1,84***

4,10*** 1,02

3,61*** 1,25†

0,73 0,99 0,98 Ref. 0,92 1,17* 0,82 0,92

0,79 1,28 1,04 Ref. 0,97 1,07 0,74 1,04

0,72 0,78 0,93 Ref. 0,92 1,12† 0,90 1,07

0,95 1,18 1,01 Ref. 1,19 0,97 1,15 0,91

Varianz Ebene 2 Pseudo R2 (Maddala) Ni (Schüler/innen) Nj (Klassen)

0,40 0,07 4.458 273

0,38 0,08 4.470 273

0,63 0,10 4.405 271

0,46 0,06 4.424 272

abhängige Variable: Berichten besserer Schulnote (1 = ja, 0 = nein), z: am Klassenmittelwert zentriert, unter Kontrolle der Erhebungsgebiete, *** signifikant p<0,001, ** signifikant p<0,01, * signifikant p<0,05, † signifikant p<0,1

Zusätzlich wurde die von der Lehrkraft vergebene Note im betreffenden Fach zur Kontrolle eines Deckeneffekts einbezogen, da es für Kinder mit sehr guten Leistungen schwierig bis unmöglich ist, eine noch bessere Note anzugeben. Darüber hinaus besteht für Kinder mit einer guten Note eine geringere „Notwendigkeit“, diese im Fragebogen nochmals zu „verbessern“. Erwartungsgemäß geht von der Note ein deutlicher positiver Effekt aus, d. h., die Wahrscheinlichkeit, eine bessere Note anzugeben, ist für Kinder, die von der Lehrkraft eine schlechte (= hohe) Note bekommen haben, höher. Signifikante positive Effekte sind darüber hinaus in Mathematik und Sport für 72

Klassenzimmerbefragungen von Kindern und Jugendlichen

das Geschlecht festzustellen: Jungen berichten hier mit größerer Wahrscheinlichkeit eine bessere Schulnote, was darauf zurückzuführen sein könnte, dass diese Fächer bei Jungen einen höheren Stellenwert haben als bei Mädchen. Der Status der Eltern sowie die ethnische Herkunft haben dagegen ebenso wie das Alter keinen signifikanten Einfluss. Einen signifikanten positiven Effekt in den Fächern Deutsch und Sachkunde hat das Vorhandensein einer positiven Einstellung der Schule gegenüber, was sich über den Rückgriff auf internalisierte Normen erklären lässt: Nur wenn die Schule (und damit auch die schulische Leistung) als etwas Positives angesehen wird, besteht ein Anreiz, diesbezüglich sozial erwünscht zu antworten. Zugleich könnte sich hierin eine Strategie zur Dissonanzreduktion niederschlagen: Eine positive Schuleinstellung bei gleichzeitigem Ausbleiben guter Noten erzeugt ein Spannungsverhältnis, welches durch das Korrigieren der Note nach oben verringert wird (Baier & Pfeiffer & Windzio & Rabold 2006, 93). Insgesamt lassen sich somit hinsichtlich des Berichtens besserer Schulnoten lediglich für das Geschlecht sowie für eine positive Schuleinstellung inhaltlich interpretierbare Effekte berichten. Allerdings wirken diese nicht auf alle betrachteten Fächer gleichermaßen.

5 Soziale Erwünschtheit in der Befragung der neunten Klassen Als soziale Erwünschtheit wird gemeinhin die Tendenz von Befragten bezeichnet, Angaben zum eigenen Verhalten oder eigene Meinungen in Richtung auf (vermeintlich) sozial erwartete Verhaltensweisen oder Meinungen zu verzerren. Befragte geben also Antworten, die ihnen gesellschaftlich akzeptabel erscheinen (Mühlenfeld 2004, 28). Dieses Verhalten kann sowohl persönlichkeits- als auch situationsbezogen erklärt werden (Schnell & Hill & Esser 2005, 355) und tritt insbesondere bei normativ aufgeladenen Themen auf, bei denen angenommen wird, dass die wahrheitsgemäße Preisgabe eines Verhaltens oder einer Einstellung zu missbilligenden Reaktionen führen kann (Stocké 2004). Zur Messung sozial erwünschter Antworttendenzen wurden verschiedene Skalen entwickelt. Eine erste eindimensionale Skala zur Überprüfung sozialer Erwünschtheit stammt von Edwards (1957), eine weitere von Crowne und Marlowe (1960). In Anlehnung an die gekürzte deutsche Version letzterer Skala (Lück & Timaeus 1969) wurde 1980 vom ZUMA eine Kurzform mit vier Items entwickelt, die auch im ALLBUS 1980 verwendet 73

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wurde. Wie in der ausführlichen Skala werden dabei die im Sinne der Skala positiven Antworten aufsummiert; der resultierende Wert soll Aufschluss über den Grad der sozialen Erwünschtheit geben, wobei ein eindimensionales Konstrukt unterstellt wird.9 An der Reliabilität und Validität dieser Skala wurde allerdings mehrfach Kritik geübt. Winkler, Kroh und Spiess (2006) ermittelten eine sehr geringe interne Konsistenz der Skala (Cronbachs Alpha = 0,31) sowie eine mittlere Inter-Item-Korrelation von nur 0,11. Zudem deuteten Faktorenanalysen der Autoren darauf hin, dass die Items eher zwei Dimensionen abbilden, es sich somit nicht um ein eindimensionales Konstrukt handelt.10 Es ist also durchaus fraglich, ob die Skala ein geeignetes Instrument zur Erfassung sozialer Erwünschtheit ist. Sehr wenige Hinweise gibt es darüber hinaus zur Eignung der Skala für jugendliche Befragte. Aufgrund ihrer Kürze wurde die auf die vier Items „Ich sage immer, was ich denke“, „Ich bin manchmal ärgerlich, wenn ich meinen Willen nicht bekomme“, „Ich bin immer gewillt, einen Fehler, den ich mache, auch zuzugeben“, „Ich habe gelegentlich mit Absicht etwas gesagt, was die Gefühle des anderen verletzen könnte“ basierende Skala dennoch im Rahmen der KFN-Befragung verwendet. Tabelle 4 zeigt, dass das Ausmaß sozial erwünschter Antworttendenzen bei den befragten Jugendlichen geringer ist als in der zum Vergleich herangezogenen ALLBUS-Erhebung.11 Dennoch weisen auch in der vorliegenden Befragung fast 10% ein deutliches (vier Items) und etwa 60% ein mittleres (zwei Items) bis stärkeres (drei Items) sozial erwünschtes Antwortverhalten auf. Tabelle 4: Ausmaß sozial erwünschten Antwortverhaltens

Ausmaß des sozial erwünschten Antwortverhaltens kein (kein Item sozial erwünscht beantwortet) gering (ein Item sozial erwünscht beantwortet) mittel (zwei Items sozial erwünscht beantwortet) stärker (drei Items sozial erwünscht beantwortet) stark (vier Items sozial erwünscht beantwortet) Gesamt

74

Befragung der zum Vergleich: neunten Klassen ALLBUS 1980 2005 %

%

6,85 23,06 34,68 25,67 9,74

1,46 13,40 40,03 32,89 12,22

100,00 N = 16.968

100,00 N = 2.955

Klassenzimmerbefragungen von Kindern und Jugendlichen

Welche Jugendlichen sind nun besonders anfällig für sozial erwünschtes Antwortverhalten? Denkbar ist, dass höher gebildete Personen bzw. Personen mit höherem Reflexionsvermögen eher über die soziale Erwünschtheit ihrer Antworten reflektieren und in der Folge auch ihre Antworten eher an dieser vermuteten Norm ausrichten. Andererseits wäre möglich, dass Jugendliche, die bereits Deprivationserfahrungen aufgrund ihrer Herkunft erleben mussten, vermittelt über ein höheres Anerkennungsbedürfnis stärker zu sozial erwünschtem Antwortverhalten neigen. Im Folgenden werden zunächst einige bivariate Zusammenhänge zwischen soziodemographischen Charakteristika und sozial erwünschtem Antwortverhalten dargestellt, bevor anschließend multivariate Modelle zur Erklärung des Antwortverhaltens diskutiert werden.12 Da die meisten Daten, die über die Schüler/innen vorliegen, auf Selbstaussagen der Befragten beruhen, ergibt sich ein Problem: So ist bei einem Zusammenhang größer als null zwischen positiv konnotierten Merkmalen und sozial erwünschtem Antwortverhalten nicht zweifelsfrei auszuschließen, dass auch die fraglichen Variablen sozial erwünscht beantwortet wurden, und der Zusammenhang gerade dadurch zustande kommt bzw. verstärkt wird. Gleiches gilt vice versa für negativ belegte Eigenschaften oder Verhaltensweisen. In einem ersten Schritt werden daher zunächst Merkmale einbezogen, von denen angenommen wird, dass sie mit großer Wahrscheinlichkeit wahrheitsgemäß berichtet werden (Geschlecht, ethnische Herkunft, Alter) bzw. die durch externe Quellen abgesichert sind (Schulform der besuchten Schule). Tabelle 5 weist für alle einbezogenen Merkmale einen hochsignifikanten, aber schwachen Zusammenhang mit dem Ausmaß sozial erwünschten Antwortverhaltens aus (p<0,001, Cramérs V: 0,03–0,07). Zu erkennen ist, dass Mädchen etwas häufiger ein mittleres und stärkeres sozial erwünschtes Antwortverhalten aufweisen als Jungen.13 Darüber hinaus neigen ältere Jugendliche eher zu sozial erwünschtem Antwortverhalten. Ein weiterer Zusammenhang lässt sich hinsichtlich der ethnischen Herkunft feststellen. Hier sind es insbesondere türkischstämmige sowie südeuropäische Jugendliche, die häufig in starkem Maße sozial erwünscht antworten. Hinsichtlich der besuchten Schulform lässt sich feststellen, dass an Gymnasien am wenigsten und an Hauptschulen am häufigsten sozial erwünscht geantwortet wird. Die Schüler/innen an Real- und Gesamtschulen liegen hinsichtlich ihres Antwortverhaltens dazwischen. Tab05

75

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Tabelle 5: Bivariate Zusammenhänge zwischen Soziodemographie und sozial erwünschtem Antwortverhalten stärkeres/starkes mittleres sozial kein/geringes sozial erwünschtes erwünschtes sozial erwünschtes Antwortverhalten Antwortverhalten Antwortverhalten % % %

N

Gesamt

29,91

34,68

35,41

16.968

Geschlecht (V: 0,03***): weiblich männlich

28,51 31,37

35,67 33,68

35,81 34,94

8.592 8.357

Alter (V: 0,05***): bis 15 Jahre über 15 Jahre

31,03 26,35

34,82 34,22

34,15 39,43

12.903 4.038

ethnische Herkunft (V: 0,06***): deutsch eh. Sowjetunion osteuropäisch türkisch eh. Jugoslawien südeuropäisch andere

31,27 26,27 35,25 20,92 24,52 21,48 26,09

34,76 37,00 34,35 32,94 36,77 32,22 33,94

33,97 36,73 30,40 46,14 38,71 46,30 39,96

13.129 727 556 1.257 465 270 548

Schulform (V: 0,07***): Hauptschule Realschule Gymnasium Gesamtschule

23,51 29,81 33,46 29,34

33,21 34,37 35,91 34,28

43,29 35,82 30,63 36,38

2.927 6.014 5.798 2.229

V: Cramérs V, *** signifikant p<0,001

Zu vermuten ist, dass sich die betrachteten bivariaten Zusammenhänge überlagern. So könnte der Zusammenhang zwischen ethnischer Herkunft und sozial erwünschtem Antwortverhalten teilweise darauf zurückzuführen sein, dass ausländische Jugendliche verstärkt auf Hauptschulen zu finden sind. Sowohl der Effekt der ethnischen Herkunft als auch der Schulform könnten aber auch durch Hintergrundmerkmale wie das kulturelle und soziale Kapital im Elternhaus hervorgerufen werden. Um dieser Frage nachzugehen, wurden die betrachteten Merkmale im Rahmen einer ordinalen logistischen Mehrebenenregression simultan einbezogen (vgl. Tabelle 6). Zu76

Klassenzimmerbefragungen von Kindern und Jugendlichen

sätzlich wurden in Modell 1 das Bildungsniveau der Eltern (mindestens ein Elternteil hat Abitur) und in Modell 2 mit dem Ausmaß der Risikosuche, des Temperaments und der Impulsivität drei Dimensionen mangelnder Selbstkontrolle einbezogen.14 In den multivariaten Modellen bestätigen sich in der Tendenz die bereits in der bivariaten Betrachtung offensichtlich gewordenen Zusammenhänge. Darüber hinaus findet man einen schwachen negativen Effekt der elterlichen Bildung: Jugendliche, die aus einem vergleichsweise hoch gebildeten Elternhaus stammen, neigen mit geringerer Wahrscheinlichkeit zu einem stärker sozial erwünschten Antwortverhalten. Für die Risikosuche lässt sich kein Effekt feststellen. Hohe Werte auf der Temperaments- und Impulsivitätsskala verringern dagegen die Wahrscheinlichkeit eines stark sozial erwünschten Antwortverhaltens. Insgesamt weisen die Ergebnisse darauf hin, dass eher diejenigen Schüler und Schülerinnen, die über ein geringeres eigenes und elterliches Bildungsniveau verfügen und nicht aus Deutschland stammen, anfällig für ein sozial erwünschtes Antwortverhalten sind. Die eingangs getroffene Annahme, dass es eher die höher Gebildeten sind, die sozial erwünscht antworten, kann somit nicht bestätigt werden. Tab06 Tabelle 6: Einflussfaktoren sozial erwünschten Antwortverhaltens (ordinal logistisches Mehrebenenmodell, abgebildet: Effektkoeffizienten eb) Modell 0

Modell 1

Modell 2

Alter in Jahren (z) Geschlecht: männlich Bildung der Eltern: Abitur

– – –

1,07** 0,89*** 0,96

1,09*** 0,89*** 0,95

ethnische Herkunft: eh. Sowjetunion osteuropäisch türkisch eh. Jugoslawien südeuropäisch andere deutsch

– – – – – – –

1,16† 0,87 1,42*** 1,13 1,50** 1,22* Ref.

1,15† 0,94 1,54*** 1,19† 1,60*** 1,19† Ref.

Schulform: Gymnasium Realschule Gesamtschule Hauptschule

– – – –

0,65*** 0,80*** 0,79*** Ref.

0,63*** 0,78*** 0,77*** Ref.

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mangelnde Selbstkontrolle: Risikosuche (z) Temperament (z) Impulsivität (z) Konstante Schwelle T1 Konstante Schwelle T2 Konstante Schwelle T3 Konstante Schwelle T4

– – – –2,64*** –0,86*** 0,63*** 2,29***

– – – –2,95*** –1,16*** 0,33*** 2,00***

1,00 0,64*** 0,91*** –3,09*** –1,24*** 0,34*** 2,08***

Varianz Ebene 2:

0,06

0,03

0,04

R2

– 14.335 776

0,01 14.335 776

0,09 14.335 776

(Maddala) Pseudo Ni (Schüler/innen) Nj (Klassen)

abhängige Variable: sozial erwünschtes Antwortverhalten, z: am Klassenmittelwert zentriert, *** signifikant p<0,001, ** signifikant p<0,01, * signifikant p<0,05, † signifikant p<0,1

Die Vermutung, dass Personen die aufgrund ihrer Herkunft mit Deprivationserfahrungen zu kämpfen haben, verstärkt sozial erwünscht antworten, wird durch die Ergebnisse dagegen (zumindest in Hinsicht auf die ethnische Herkunft) bestätigt. Wobei natürlich nicht ausgeschlossen werden kann, dass hierfür auch andere Mechanismen als der unterstellte (wie z. B. kulturelle Prägungen) eine Rolle spielen könnten. Abschließend soll noch einmal überprüft werden, inwieweit das Ausmaß sozial erwünschten Antwortverhaltens mit den Selbstangaben zu delinquentem Verhalten korrespondiert. Tabelle 7 verdeutlicht, dass es einige Unterschiede insbesondere zwischen den stark sozial erwünscht Antwortenden und den anderen Gruppen gibt, die Zusammenhänge insgesamt jedoch eher gering sind (Cramérs V: 0,04 bis 0,09). Festzustellen ist, dass Jugendliche, die ein starkes sozial erwünschtes Antwortverhalten aufweisen, jeweils zu geringeren Anteilen angeben, innerhalb der letzten Monate eine Körperverletzung, Vandalismus oder einen Ladendiebstahl begangen zu haben bzw. ohne Fahrschein in öffentlichen Verkehrsmitteln oder ohne Führerschein Auto gefahren zu sein als andere. Zu vermuten ist, dass die hier gefundenen Zusammenhänge zumindest teilweise auch Effekte der sowohl das abweichende Verhalten als auch das sozial erwünschte Antwortverhalten beeinflussenden soziodemografischen Faktoren sind. Allerdings blieb auch in (hier nicht vorgestellten) Erklärungsmodellen zu unterschiedlichen Formen devianten Verhaltens, in denen sowohl sozial erwünschtes Antwortverhalten als auch soziodemografische 78

Klassenzimmerbefragungen von Kindern und Jugendlichen

Eigenschaften einbezogen werden, ein schwacher, aber signifikanter Einfluss sozialer Erwünschtheit bestehen, so dass zumindest von einem leichten Zusammenhang auszugehen ist. Über die Frage, inwieweit sich bei anderen Erhebungsformen stärkere oder schwächere Zusammenhänge zwischen sozialer Erwünschtheit und abweichenden Verhaltensweisen zeigen, kann hier aufgrund mangelnder Vergleichszahlen nur spekuliert werden. Bisherige Befunde (Köllisch & Oberwittler 2004; Naplava & Oberwittler 2002; Oberwittler & Naplava 2002) deuten aber darauf hin, dass Prävalenzraten selbstberichteter Delinquenz bei Klassenzimmerbefragungen höher ausfallen als bei persönlich-mündlichen Interviews, was als Hinweis auf geringere Effekte sozialer Erwünschtheit bei ersteren verstanden werden kann. Tab07 Tabelle 7: Zusammenhänge zwischen sozial erwünschtem Antwortverhalten und abweichendem Verhalten (Spaltenprozente)

mind. einmal in den letzten 12 Monaten getan (Mehrfachnennungen): Körperverletzung (V: 0,06***) Vandalismus (V: 0,09***) Ladendiebstahl (V: 0,07***) Schwarzfahren (V: 0,09***) Fahren ohne Führerschein (V: 0,04***)

kein/geringes starkes sozial mittleres sozial sozial erwünschtes erwünschtes erwünschtes Antwortverhalten Antwortverhalten Antwortverhalten Nmin = 4.893

Nmin = 5.644

Nmin = 5.782

17,43 18,00 18,73 66,75

16,29 16,10 17,94 64,79

12,13 10,70 12,84 57,11

22,48

22,77

18,94

V: Cramérs V, *** signifikant p<0,001

6 Abschließende Betrachtung Im vorliegenden Beitrag wurden Besonderheiten von Klassenzimmerbefragungen bei Kindern und Jugendlichen im Vergleich zu anderen Befragungsformen betrachtet. Im Anschluss daran wurde mit der KFN-Schüler/innenbefragung 2005 eine Beispielstudie vorgestellt, anhand derer zwei zentrale Punkte der Datengüte untersucht wurden: Zum einen wurde die Validität der Angaben zu den Schulnoten von Viertklässlern/innen überprüft, zum anderen wurde dem Ausmaß sozial erwünschten Antwortverhaltens nachgegangen. 79

Julia Simonson

Ein Vorteil der Klassenzimmerbefragung bei Kindern und Jugendlichen liegt in der deutlichen Einsparung von Zeit und Kosten gegenüber anderen Befragungsvarianten. Darüber hinaus ermöglichen Schul- und Klassenlisten die Ziehung mehrstufiger Zufallsauswahlen. Schließlich sind Jugendliche und Kinder deutlich leichter zur Teilnahme an einer Befragung zu motivieren, wenn diese während der Schulzeit stattfindet, was sich in deutlich höheren Ausschöpfungsquoten im Vergleich zu anderen Befragungsformen niederschlägt. Zugleich sind aber auch einige Nachteile zu benennen: So reduziert die mit der Stichprobenziehung unweigerlich verbundene Klumpung die effektive Stichprobengröße. Zu berücksichtigen sind darüber hinaus nicht nur Interviewer- und Interviewerinneneffekte, sondern auch durch die Anwesenheit von Mitschüler/innen und Lehrer/innen möglicherweise hervorgerufene Antwortverzerrungen. Anhand der vom KFN durchgeführten Befragungen konnte gezeigt werden, dass die Angaben der Schülerinnen und Schüler der vierten Klassen zu deren Schulnoten überwiegend als zuverlässig betrachtet werden können. Zwar berichteten mehr Schüler eine bessere als eine schlechtere Schulnote; das Risiko hierfür scheint allerdings nur wenig systematisch mit anderen Befragteneigenschaften zu variieren. In den neunten Klassen wurde der Problematik sozial erwünschten Antwortverhaltens mit Hilfe einer Kurzskala nachgegangen. Hier zeigte sich, dass immerhin ein Drittel der Befragten ein stärkeres oder starkes sozial erwünschtes Antwortverhalten aufwiesen. Darüber hinaus konnten Zusammenhänge der sozialen Erwünschtheit sowohl mit soziodemografischen Charakteristika als auch mit Formen der selbst berichteten Delinquenz aufgezeigt werden. Die Möglichkeit der Verzerrung der Angaben zu sensitiven Themen, wie sie bei Fragen zur Delinquenz unzweifelhaft gegeben sind, durch sozial erwünschte Antworttendenzen sollte bei der Interpretation der Ergebnisse daher immer bedacht werden. Dennoch sollten die Effekte sozial erwünschten Antwortverhaltens nicht überbewertet werden, da die gefundenen Zusammenhänge nur schwach und teilweise auch durch soziodemografische Merkmale zu erklären sind. Darüber hinaus sind sozial erwünschte Antworttendenzen natürlich kein „Privileg“ von Klassenzimmerbefragungen. Bisherige Ergebnisse, wie z. B. die von Köllisch und Oberwittler (2004) sowie Oberwittler und Naplava (2002) aufgezeigten höheren Prävalenzraten selbst berichteter Delinquenz bei Klassenzimmerbefragungen im Vergleich zu Haushaltsbefragungen weisen vielmehr darauf hin, dass erstere zumindest im Vergleich zu mündlichen Befragungen hinsichtlich sozialer Erwünschtheitseffekte einen Vorteil bieten. 80

Klassenzimmerbefragungen von Kindern und Jugendlichen

Stellt man abschließend die mit Klassenzimmerbefragungen verbundenen Potentiale den Problemfeldern gegenüber, so lässt sich feststellen, dass diese Form der Befragung bei Kindern und Jugendlichen durchaus eine sinnvolle (und daher auch häufig eingesetzte) Alternative zu anderen Methoden der Datenerhebung darstellt. Anmerkungen *

Für hilfreiche Anmerkungen danke ich Susann Rabold, Judith Werther, Johann Bacher sowie dem/r Verfasser/in des anonymen Gutachtens. 1

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Generell ist es natürlich auch möglich, andere Personen im Rahmen von Klassenzimmerbefragungen zu interviewen, allerdings entfallen dann einige der spezifischen Vorteile der Klassenzimmerbefragung. So erscheint es wenig sinnvoll, eine bevölkerungsrepräsentative Stichprobe von Personen erst schriftlich oder telefonisch zu einer Klassenzimmerbefragung einzuladen und dann im Rahmen einer solchen zu befragen. Hier wäre eine schriftlich-postalische oder telefonische Befragung sicherlich erfolgversprechender. Allerdings birgt auch dieses Vorgehen wieder eine Gefahr in sich, wenn nämlich durch die so entstehende Klassenarbeitsatmosphäre der Eindruck entsteht, es handele sich bei der Befragung um einen Test, bei dem richtige und falsche Antworten möglich seien. Dies könnte dann wiederum zu einer erhöhten Tendenz, sozial erwünschte Antworten zu geben, führen. Solche verallgemeinernden Aussagen lassen sich erst auf der Basis der 2007/08 vom KFN durchgeführten bundesweit repräsentativen Schülerbefragung treffen (vgl. Baier & Pfeiffer & Simonson & Rabold 2009). Auch zwischen den westdeutschen Bundesländern gibt es Unterschiede hinsichtlich der vorhandenen Schulformen. Auf eine ausführliche Darstellung der Verteilungen wird an dieser Stelle jedoch verzichtet. Sie ist nachzulesen in Baier & Pfeiffer & Windzio & Rabold 2006. Schulen in freier Trägerschaft wurden nicht einbezogen, da hier überwiegend keine Notenvergabe erfolgte; Notenangaben mit Dezimalstellen wurden gerundet. Cohens Kappa ist ein häufig genutztes statistisches Maß für die Interrater-Reliabilität der Einschätzungen von Beurteilern (Cohen 1960). Bei kompletter Übereinstimmung nimmt Kappa theoretisch einen Wert von 1 an, positive Werte unter 1 geben das Ausmaß der überzufälligen Übereinstimmungen an, bei negativen Werten ist die tatsächliche Übereinstimmung kleiner als eine zufällige Übereinstimmung. Allerdings wird Kappa auch kritisch diskutiert, da es mit der jeweils gegebenen Randverteilung variiert und in Einzelfällen auch bei relativ geringer Übereinstimmung hohe Werte aufweist (vgl. z. B. Lantz & Nebenzahl 1996; Feinstein & Cicchetti 1990; Cicchetti & Feinstein 1990). Alle Mehrebenenmodelle wurden mit der in Stata implementierten Prozedur gllamm berechnet (vgl. Rabe-Hesketh & Skrondal 2005). Für ein umfangreiches Erklärungsmodell ohne Mehrebeneneinbezug vgl. Baier & Pfeiffer & Windzio & Rabold 2006, 91. Dieser Ausfall scheint zumindest für die vorliegende Fragestellung unmaßgeblich zu sein: Modelle, die ohne Einschluss dieser Variablen und damit auf der Grundlage ei-

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ner höheren Fallzahl berechnet wurden, unterschieden sich hinsichtlich der Effekte der anderen einbezogenen Variablen nicht substanziell von den vorliegenden. Darüber hinaus konnten zwischen Kindern mit und ohne Angabe zur Bildung der Eltern keine signifikanten Unterschiede hinsichtlich zentraler Variablen wie Geschlecht und Arbeitslosigkeit der Eltern festgestellt werden. Lediglich bei der ethnischen Herkunft war ein geringer Unterschied derart zu finden, dass deutsche Kinder etwas häufiger einen fehlenden Wert in der Bildungsvariablen aufwiesen. Eine zweidimensionale Skala zur Messung sozialer Erwünschtheit mit den Dimensionen Selbst- und Fremdtäuschung stammt von Paulhus (1984); eine deutschsprachige Kurzversion für das SOEP entwickelten darauf aufbauend Winkler, Kroh und Spiess (2006). Auch in der vorliegenden Stichprobe ist die Reliabilität der Skala äußerst gering (Cronbachs Alpha: 0,25), so dass stark bezweifelt werden muss, dass die hier verwendete Skala tatsächlich einen einzigen Faktor sozialer Erwünschtheit abbildet. Auf der Grundlage der vier einbezogenen Items ließ sich allerdings auch keine sinnvolle Zwei-Faktoren-Lösung finden, so dass hier trotz aller Vorbehalte eine eindimensionale Struktur unterstellt wird. Dabei muss eigentlich die unterschiedliche Altersstruktur in beiden Erhebungen berücksichtigt werden. Für den ALLBUS konnte auf der Grundlage einer Regressionsanalyse ein schwacher negativer Effekt des Alters nachgewiesen werden. Für die im Rahmen der KFN-Befragung untersuchte Altersgruppe von durchschnittlich 15-Jährigen wäre somit eigentlich ein noch höheres Ausmaß sozial erwünschten Antwortverhaltens zu erwarten als in der ALLBUS-Gesamtstichprobe. Für die bivariate Betrachtung wurden zur anschaulicheren Darstellbarkeit aus den Werten der Kurzskala drei Kategorien gebildet: „kein/geringes sozial erwünschtes Antwortverhalten“ (kein oder ein Item sozial erwünscht beantwortet), „mittleres sozial erwünschtes Antwortverhalten“ (zwei Items sozial erwünscht beantwortet) und „starkes sozial erwünschtes Antwortverhalten“ (drei oder vier Items sozial erwünscht beantwortet). Für die Berechnung der multivariaten Modelle wurde dagegen die ursprüngliche Skala verwendet. Auf der Grundlage des Allbus 1980 ist dagegen festzustellen, dass weibliche Befragte seltener mittel (39,8%) oder stark (43,3%) sozial erwünscht antworten als männliche Befragte (40,3% bzw. 47,2%). Eine Beschreibung der Skalen ist in Baier & Pfeiffer & Windzio & Rabold 2006, 160 zu finden.

Literatur Baier, D., & Pfeiffer, C., & Windzio, M., & Rabold, S. (2006). Schülerbefragung 2005: Gewalterfahrungen, Schulabsentismus und Medienkonsum von Kindern und Jugendlichen. Abschlussbericht über eine repräsentative Befragung von Schülerinnen und Schülern der 4. und 9. Jahrgangsstufe. Hannover: KFN. Baier, D., & Pfeiffer, C., & Simonson, J., & Rabold, S. (2009). Jugendliche in Deutschland als Opfer und Täter von Gewalt: Erster Forschungsbericht zum gemeinsamen Forschungsprojekt des Bundesministeriums des Inneren und des KFN (KFN-Forschungsbericht Nr. 107). Hannover: KFN.

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Klassenzimmerbefragungen von Kindern und Jugendlichen Baier, D., & Rabold, S., & Pfeiffer, C., & Windzio, M. (2006). Schülerbefragung 2005: Gewalterfahrungen, Schulabsentismus und Medienkonsum von Kindern und Jugendlichen in Thüringen. Abschlussbericht über eine repräsentative Befragung von Schülerinnen und Schülern der 4. und 9. Jahrgangsstufe. Hannover: KFN. Beebe, T., & Harrison, P., & McRea, J., & Anderson, R., & Kerson, J. (1998). An evaluation of computer-assisted self-interviews in a school setting. Public Opinion Quarterly, 62, 623–632. Cicchetti, D. V., & Feinstein, A. R. (1990). High agreement but low kappa: II. Resolving the paradoxes. Journal of Clinical Epidemiology, 43(6), 551–558. Cohen J. (1960). A coefficient of agreement for nominal scales. Educational and Psychological Measurement, 20, 37–46. Crowne, D. P., & Marlowe, D. (1960). New scale of social desirability independent of psychopathology. Journal of Consulting Psychology, 24, 349–354. Diekmann, A. (1998). Empirische Sozialforschung. Grundlagen, Methoden, Anwendungen (4. Auflage). Reinbek: Rowohlt. Edwards, A. L. (1957). The social desirability variable in personality assessment and research. New York: Dryden. Feinstein, A. R., & Cicchetti, D. V. (1990). High agreement but low kappa: I. The problems of two paradoxes. Journal of Clinical Epidemiology, 43(6), 543–549. Fuchs, M. (1997). Ausländische Schüler und Gewalt an Schulen. Ergebnisse einer Lehrerund Schülerbefragung. In H. G. Holtappels & W. Heitmeyer & W. Melzer & K.-J. Tillmann (Hg.), Forschung über Gewalt an Schulen. Erscheinungsformen und Ursachen, Konzepte und Prävention (119–136). Weinheim: Juventa. Fuchs, M., & Lamnek, S., & Lüdtke, J. (1996). Schule und Gewalt. Realität und Wahrnehmung eines sozialen Problems. Opladen: Leske + Budrich. Köllisch, T., & Oberwittler, D. (2004). Wie ehrlich berichten männliche Jugendliche über ihr delinquentes Verhalten? Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie, 56, 708–735. Kreuzer, A., & Görgen, T., & Römer-Klees, R., & Schneider, H. (1992). Auswirkungen unterschiedlicher methodischer Vorgehensweisen auf die Ergebnisse selbstberichteter Delinquenz. Monatsschrift für Kriminologie und Strafrechtsreform 75(2/3), 91–104. Lantz, C. A., & Nebenzahl, E., (1996). Behavior and interpretation of the kappa statistic: Resolution of the two paradoxes. Journal of Clinical Epidemiology, 49(4), 431–434. Lück, H. E., & Timaeus, E. (1969). Skalen zur Messung Manifester Angst (MAS) und sozialer Wünschbarkeit (SDS-E und SDS-CM). Diagnostica, 15, 134–141. Mansel, J., & Hurrelmann, K. (1998). Aggressives und delinquentes Verhalten Jugendlicher im Zeitvergleich. Befunde der Dunkelfeldforschung aus den Jahren 1988, 1990 und 1996. Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie, 50(1), 78–109. Mansel, J. (2001). Angst vor Gewalt: Eine Untersuchung zu jugendlichen Opfern und Tätern. Weinheim: Juventa.

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Monika Taddicken

Monika Taddicken

Methodeneffekte von Web-Befragungen: Soziale Erwünschtheit vs. Soziale Entkontextualisierung Zusammenfassung Die Bedeutung der Online-Forschung hat seit ihrer Entstehung stetig zugenommen. Jedoch können Potenziale einer neuen Befragungsmethode erst dann vorbehaltlos ausgeschöpft werden, wenn die Methodenforschung ,ihre Arbeit gemacht hat‘. Dazu bedarf es sowohl theoretischer als auch empirischer Analysen darüber, welchen Einfluss die Verwendung der Web-Befragung auf die Güte der so erhobenen Daten hat. Insbesondere erscheint eine Betrachtung der potenziellen Methodeneffekte von Web-Befragungen notwendig. Dabei handelt es sich um eine Unterart der Messfehler, die durch die Verwendung einer bestimmten Befragungsmethode verursacht werden. Sie stellen insofern die bedeutsamste Form potenzieller Messfehler dar, als dass es sich um eine systematische und der Methode immanente Fehlerquelle handelt. Um Methodeneffekte zu evaluieren, ist auf die der Befragungsmethode zugrunde liegende Kommunikationsform abzustellen. Im Falle der Web-Befragung ist dies die computervermittelte Kommunikation. Diese verfügt über relativ wenige Kommunikationskanäle, so dass insbesondere visuelle und auditive Informationen kaum bzw. überhaupt nicht übertragen werden. Diese Reduktion der übertragenen Informationen beeinflusst die Wahrnehmung der Kommunikationssituation. So kommt es zu einer verminderten sozialen Präsenz, aber erhöhten ,perzipierten Anonymität‘. Dadurch können einerseits offenere und ehrlichere Antworten der Probanden in der Befragung erwartet werden. Die Effekte der sozialen Erwünschtheit werden minimiert. Insofern ist die Web-Befragung insbesondere für sensible Fragestellungen vorteilhaft. Andererseits sind auch negative Auswirkungen zu befürchten. So kann eine verminderte Orientierung der Probanden an sozialen Werten und Normen in der Befragungssituation angenommen werden. Diese möglichen methodischen Einflüsse werden als ,Effekte der sozialen Entkontextualisierung‘ bezeichnet.

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In diesem Beitrag wird ein empirischer Methodenvergleich vorgestellt, der den Nachweis der bislang unbeachteten Effekte der sozialen Entkontextualisierung erbringt. Die Ergebnisse des Vergleichs zeigen, dass Probanden in einer WebBefragung tatsächlich weniger an der sozialen Norm ,Ablehnung von Ladendiebstahl‘ orientiert geantwortet haben als in einer telefonischen oder postalischen Befragung. Es wird diskutiert, inwiefern die Effekte der sozialen Entkontextualisierung das Gegenstück der Effekte der sozialen Erwünschtheit bilden.

Abstract Mode Effects of Web Surveys: Social Desirability vs. Social De-Contextualisation The significance of online research has steadily increased since its beginnings. But full potentials of a new interview technique cannot be tapped implicitly until method research “has completed its job”. Therefore, theoretical as well as empirical analysis about the influences exerting on the quality of data, collected by the means of a web survey, is necessary. Especially a treatment of the potential mode effects of web surveys is needed. Mode effects represent a sub-category of measurement errors which are caused by the utilization of a certain interview technique. It is insofar the most important form of measurement errors as it is a matter of systematic and intrinsic error source of the mode. For evaluating mode effects, the underlying communication mode of the interview is substantial. In case of the web survey, this is the computer-mediated communication. Here, a limitation of communication channels, in particular the disappearance of visual and auditory information, involves a reduced social presence, but increased ‘perceived anonymity’ of the communicators. On the one hand, more open and honest responses in interviews are the consequence. The effects of social desirability are minimized. Thus, the web survey is beneficial for sensitive questions. On the other hand, negative effects must be feared: A lower orientation of respondents regarding social values and norms in the situation of web surveys than in other modes can be suspected. These potential effects are called the ‘effects of social de-contextualisation’. This article presents an empirical mode comparison which approves that these effects actually exist. It will show that respondents of a web survey answered less orientated at a social norm regarding the rejection of shop lifting than in telephone or postal surveys. It will be discussed if the effects of social de-contextualisation can be seen as the counterpart of the effects of social desirability.

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Methodeneffekte von Web-Befragungen

1 Problemstellung Die Bedeutung der Online-Forschung hat seit ihrer Entstehung stetig zugenommen. Dabei hat sich in den vergangenen Jahren insbesondere die WebBefragung etabliert. So ist inzwischen mehr als jedes vierte Interview, das von deutschen Markt- und Sozialforschungsinstituten durchgeführt wird, eine Web-Befragung (vgl. ADM 2008). Die Potenziale einer neuen Befragungsmethode können aber erst dann vorbehaltlos ausgeschöpft werden, wenn die Methodenforschung ,ihre Arbeit gemacht hat‘. Dazu bedarf es sowohl theoretischer als auch empirischer Analysen darüber, welchen Einfluss die Verwendung der Web-Befragung auf die Güte der so erhobenen Daten hat. Die Qualität von Daten der Umfrageforschung bemisst sich nach ihrem Fehleranteil insgesamt. Fehler können auf verschiedenen Stufen und Ebenen des Befragungsprozesses entstehen. In der methodologischen Forschung werden diese Fehlerquellen unter dem Label ,Total Survey Error‘ zusammengefasst (vgl. Költringer 1993, 4; Biemer & Lyberg 2003, 35; Groves et al. 2004, 49). Dieses Konzept berücksichtigt sowohl Fehler auf Ebene der Repräsentativität der Daten als auch Fehler auf Ebene der Messung der Daten (vgl. Groves et al. 2004, 48). Während – v. a. in der Anfangszeit der OnlineForschung – die Frage der mangelnden Repräsentativität von Web-Befragungen umfangreich diskutiert wurde, wurde die Frage der Messfehler eher vernachlässigt. Dieses Versäumnis ist nachzuholen. Insbesondere scheint eine Betrachtung der potenziellen Methodeneffekte (,Mode Effects‘) von Web-Befragungen notwendig. Dabei handelt es sich um eine Unterart der Messfehler (,Measurement Error‘), die durch die Verwendung einer bestimmten Befragungsmethode verursacht wird. Sie stellt insofern die bedeutsamste Form von Messfehlern dar, als dass es sich um eine systematische und der Methode immanente Fehlerquelle handelt (vgl. Fiske 1982, 78; Cote & Buckley 1987, 315). Aus diesem Grund setzt dieser Beitrag hier an. Eine Beschäftigung mit den Methodeneffekten von Web-Befragungen erfolgt dabei sowohl auf theoretischer als auch auf empirischer Ebene.

2 Der Begriff des Methodeneffekts Ein Methodeneffekt entsteht durch die Verwendung einer bestimmten Befragungsmethode. Er kann bezeichnet werden als „Auswirkung der Datenerhebungsmethode auf die Ergebnisse der Messung“ (Schnell et al. 2005, 160). 87

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Eine präzisere Definition findet sich in der Literatur nicht. Dies ist – auch im Hinblick auf die Abgrenzung zu anderen Messfehlern – problematisch. Grundsätzlich ist bei der Analyse von Methodeneffekten auf die Charakteristika der jeweiligen Befragungsmethode abzustellen (vgl. Groves et al. 2004, 146). Da eine Befragung eine systematische, zielgerichtete und kontrollierte Kommunikation mit klar definierten Frager- und Antworterrollen ist, ist die der Befragung zugrunde liegende Kommunikationsform wesentlich (vgl. Sudman et al. 1996, 55). Aus diesem Grund ist die Analyse der jeweiligen Kommunikationsmethode fundamental. Dabei ist v. a. auf die Art und Anzahl der vorhandenen Kommunikationskanäle abzustellen (vgl. Fuchs 2003, 22 f.; Groves et al. 2004, 141–145). Die in einer Kommunikation zur Verfügung stehenden Kanäle determinieren, welche Informationen übertragen werden. Dadurch wird bestimmt, wie reichhaltig die kommunizierten Botschaften sind. Die Grundlage aller Kommunikationsformen bildet die Sprache, die auch als Textkanal bezeichnet wird. Hierüber findet der überwiegende Teil der Verständigung und Bedeutungsvermittlung statt. Doch auch nicht-sprachliche Elemente einer Kommunikation dienen dem (bewussten und unbewussten) Informationsaustausch. Diese para- oder nonverbalen Botschaften können prinzipiell über alle fünf menschlichen Sinne vermittelt werden. So bestehen neben dem inhaltlichen Textkanal weiterhin ein visueller Kanal, ein auditiver, taktiler, olfaktorischer Kanal sowie gustatorischer Kanal. Aus der Anzahl verfügbarer Kommunikationskanäle lässt sich der Grad der ,sozialen Präsenz‘ einer Kommunikationssituation ableiten. Soziale Präsenz bezeichnet das Gefühl, dass andere Personen in eine gemeinsame kommunikative Interaktion involviert sind, die ,Salienz‘ der Kommunikationspartner (vgl. Short et al. 1976, 65). Dieses Konstrukt ist hier bedeutsam, da die Wahrnehmung der Kommunikations- bzw. Befragungssituation durch den Probanden entscheidend für sein Antwortverhalten ist. Die gefühlte Anwesenheit ist umso stärker, je intensiver eine Kommunikation verläuft, aber auch umso mehr Kommunikationskanäle verwendet werden (vgl. Short et al. 1976, 65). Short et al. messen den nonverbalen Kommunikationskanälen eine hohe Bedeutsamkeit bei. Sie argumentieren, dass die Kommunikation umso vertrauter und unmittelbarer ablaufen kann, je mehr Kanäle verwendet werden. Damit berücksichtigen sie sowohl die physische als auch die psychische Distanz in einer Kommunikation (vgl. Short et al. 1976, 72 f.). Ebenfalls lässt sich aus der Anzahl der Kommunikationskanäle – in Verbindung mit dem Konstrukt der sozialen Präsenz – die subjektiv wahrgenommene Anonymität ableiten. Auch bezüglich der Anonymität ist auf die Perspektive des Probanden abzustellen; relevant ist nicht, wie anonym eine 88

Methodeneffekte von Web-Befragungen

Befragung tatsächlich stattfindet, sondern wie anonym sie vom Befragten wahrgenommen wird. Insofern kann hierfür auch der Begriff der ,perzipierten Anonymität‘ verwendet werden. Diese beeinflusst unmittelbar, wie frei sich der Proband in seinem Antwortverhalten fühlt. Sie hängt stark von der gefühlten Anwesenheit anderer, also von der sozialen Präsenz ab (vgl. Weisband/Atwater 1999, 633; Mühlenfeld 2004, 60): Sofern eine niedrige soziale Präsenz gegeben ist, also auch die Vertrautheit und Unmittelbarkeit einer Kommunikationssituation niedrig ist, ist das subjektive Empfinden der Kommunikationspartner, ,für sich‘ und nicht-identifizierbar zu sein, hoch. Insgesamt sind damit drei Merkmale von zur Befragung eingesetzten Kommunikationsformen identifiziert worden, die eine nähere Beschäftigung mit den jeweilig verursachten Methodeneffekten erlauben. Somit lassen sich Methodeneffekte konkret definieren als Effekte in Befragungen, die durch die jeweilige Anzahl an verwendeten Kommunikationskanälen und dem dadurch entstehenden Grad an sozialer Präsenz und subjektiv wahrgenommener bzw. perzipierter Anonymität das Antwortverhalten der Probanden beeinflussen (vgl. ausführlich Taddicken 2008a). Damit ist es nun möglich, sich auf theoretischer Ebene mit den Methodeneffekten von Web-Befragungen zu beschäftigen.

3 Methodeneffekte der Web-Befragung 3.1 Web-Befragung als computervermittelte Kommunikation Der Web-Befragung liegt die computervermittelte Kommunikation, kurz: cvK zugrunde. Diese kann definiert werden als Kommunikation, „bei der mindestens zwei Individuen in einer nicht Face-to-face-Situation durch die Anwendung eines oder mehrerer computerbasierter Hilfsmittel miteinander in Beziehung treten“ (Köhler 2003, 18 f.). Die cvK umfasst eine Vielzahl verschiedener online-, aber auch offline-Kommunikationen (vgl. Beck 2006, 29). Die Web-Befragung ist nur eine dieser zahlreichen Formen, in denen cvK auftreten kann, hier jedoch die relevante. Die Web-Befragung kann als eine asynchrone Form der cvK bezeichnet werden, die zeitverzögert abgerufen wird und monologische Inhalte aufweist.1 Sie findet folglich zeitlich ungebunden statt. Zudem besteht eine räumliche Ungebundenheit der Kommunikatoren. Die Kommunikatoren treffen nicht körperlich aufeinander. Dies hat Auswirkungen auf die Verfügbarkeit der Kommunikationskanäle. So können in der cvK, wie sie in der 89

Monika Taddicken

Web-Befragung verwendet wird, lediglich der Textkanal und eingeschränkt der visuelle Kanal genutzt werden. Es werden zwar das Wort und damit der Kommunikationsinhalt visualisiert, visuelle Informationen über die Kommunikationspartner (z. B. Gestik, Mimik, Blickverhalten, Körperhaltung) und deren Umgebung werden jedoch nicht übertragen. Damit entfällt auch die Vermittlung von (unbewussten) Gefühlsregungen.2 Im Vergleich zu den anderen Kommunikationsformen (persönlich, telefonisch, schriftlich) verfügt die cvK insgesamt über die geringste Anzahl an Kommunikationskanälen. Sie bildet in der Bandbreite der Kommunikationsformen das eine Extrem, während die persönliche Kommunikation, in der alle Kommunikationskanäle verwendet werden können3 (vgl. Pürer 2003, 65), das andere Extrem darstellt. Weiterhin besteht ein deutlicher Unterschied zur telefonischen Kommunikation, bei der der auditive Kanal zur Verfügung steht. Über diesen werden gleichfalls emotionale Hinweise gesendet und empfangen (z. B. Lachen, Räuspern, ironische Stimmführung). Im Vergleich zur schriftlichen Kommunikation mangelt es der cvK (lediglich) am taktilen Kanal, sodass auch hierüber (z. B. durch die Wahl eines besonderen Papiers oder Schreibgeräts) keine Informationen vermittelt werden. Insofern kann eine Rangfolge der Kommunikationsformen hinsichtlich der Anzahl verfügbarer Kommunikationskanäle bestimmt werden: 1. persönliche Kommunikation, 2. telefonische Kommunikation, 3. schriftliche Kommunikation und schließlich 4. computervermittelte Kommunikation. Der Abstand zur persönlichen, aber auch zur telefonischen Kommunikation ist dabei stärker ausgeprägt als die Differenz zwischen schriftlicher und computervermittelter Kommunikation. Wie beschrieben beeinflusst dies auch die beiden weiteren hier relevanten Merkmale der sozialen Präsenz und der perzipierten Anonymität. Analog der Einordnung hinsichtlich der verfügbaren Kommunikationskanäle ist die cvK in Bezug auf die soziale Präsenz die Kommunikationsform mit dem geringsten Ausmaß. Der Unterschied zwischen schriftlicher und computervermittelter Kommunikation ist hier jedoch nicht allzu stark ausgeprägt. Allerdings erfordert das Lesen am Bildschirm eine höhere kognitive Anstrengung als das Lesen von Schriftstücken (vgl. Fuchs 2000, 72). So ist für die cvK ein gewisses Maß an Konzentration auf Monitor, Tastatur und Maus notwendig. Insofern kann das papierbasierte Lesen auch unproblematischer in verschiedenen sozialen Settings erfolgen als das Lesen am Bildschirm. Damit verbunden ist die perzipierte Anonymität, die bei geringer sozialer Präsenz stark ausgeprägt ist. In der cvK wird dieser Effekt dadurch verstärkt, dass hier keine realen Personen aufeinander treffen, sondern vielmehr „mediale Präsentationen des Selbst“ (Höflich 1999, 147). Es handelt sich um 90

Methodeneffekte von Web-Befragungen

konstruierte Identitäten, die keine sensorischen Prüfungen erlauben. Somit besteht eine gewisse Unverbindlichkeit der Selbstdarstellung (vgl. ebd. 148 ff.). Das führt dazu, dass Fehlverhalten kaum sanktioniert werden kann. Dies gilt sowohl für direkte Sanktionen, die in anderen Kommunikationsformen häufig nonverbal ablaufen (z. B. durch Kopfschütteln, böse Blicke, Androhung körperlicher Gewalt), als auch für zeitlich verzögerte Sanktionen, da es an Wissen über den zu Sanktionierenden (z. B. seine äußere Erscheinung, Postadresse) fehlt. Insofern kann für die cvK angenommen werden, dass eine relativ hohe perzipierte Anonymität gegeben ist. Zusammenfassend ist festzuhalten, dass in der cvK im Vergleich zu anderen Kommunikationsformen die Anzahl der Kommunikationskanäle z. T. drastisch reduziert ist und dass dies eine vergleichsweise niedrige soziale Präsenz und eine relativ hohe perzipierte Anonymität bedingt. Welche Folgen sich daraus für die Erhebungsmethode Web-Befragung ergeben, wird nachfolgend behandelt.

3.2 Folgen für die Web-Befragung Aus den vorgestellten Eigenarten der cvK ergeben sich eine Reihe an Konsequenzen für die Umfrageforschung. Diese betreffen z. B. die konkrete Umsetzung einer Befragung oder die Eignung für komplexe Untersuchungsgegenstände. In diesem Beitrag geht es jedoch um die Frage, welche methodischen Effekte bedingt werden. Für eine Befragungssituation sind eine geringe soziale Präsenz und eine hohe perzipierte Anonymität zunächst vorteilhaft. Das Antwortverhalten der Probanden bleibt unbeeinflusst von der (physischen, verbalen oder auch nur gefühlten) Anwesenheit eines Interviewers oder Forschers. Betrachtet man als Gegensatz das persönliche Interview als Befragungsmethode mit der höchsten sozialen Präsenz und der geringsten perzipierten Anonymität, so fällt auf, dass dieses aufgrund eben dieser Eigenschaften unter einer Vielzahl von Fehlerquellen leidet. Beispielhaft sind hier Antwortverweigerungen, Zustimmungstendenzen und insbesondere Effekte der sozialen Erwünschtheit zu nennen, die v. a. durch die Sorge über die soziale Bewertung der gegebenen Antworten bedingt werden. Diese Sorge ist bei einer nur geringen Wahrnehmung anderer in die Befragungssituation involvierter Personen und einer gleichzeitigen hohen perzipierten Anonymität und damit Folgenlosigkeit von (Antwort-)Verhalten gering ausgeprägt. Es kommt zu einem Zustand verminderter Bewertungsangst, der auch als ,Enthemmung‘4 bezeichnet werden kann (vgl. Joinson 1998, 44; Sassenberg 1999, 10). Die91

Monika Taddicken

ser enthemmte Zustand bedingt einen Effekt der Selbst-Enthüllung, nämlich eine erhöhte Offenheit bzw. Auskunftsbereitschaft über persönliche und private Informationen (vgl. z. B. Levine et al. 1989; Locke & Gilbert 1995; Joinson 2001). Dadurch können offenere und ehrlichere Antworten in einer Befragung erhoben werden. Verzerrungen als Folge sozialer Bewertungsmechanismen bzw. deren Befürchtung werden aufgehoben. Hier besteht somit ein ausgesprochen positiver Effekt der Methode Web-Befragung. Eine Reihe von Forschungsergebnissen bestätigt, dass die Web-Befragung geringere Effekte der sozialen Erwünschtheit generiert (z. B. Mühlenfeld 2004; Duffy et al. 2005). Entsprechend der abgestuften Rangfolge hinsichtlich der Kriterien soziale Präsenz und perzipierte Anonymität sind dabei die Unterschiede zwischen der Web-Befragung und der persönlichen, aber auch der telefonischen Befragung am größten. Dagegen zeigen sich bei Vergleichen der Web-Befragung mit der schriftlichen Befragung unregelmäßige Ergebnisse. So finden einige Autoren keine unterschiedlichen Grade an sozialer Erwünschtheit (vgl. z. B. Booth-Kewley et al. 1992; Hancock & Flowers 2000; Fuchs 2003), andere weisen sogar höhere Effekte sozialer Erwünschtheit in der Web-Befragung nach (z. B. Lautenschlager & Flaherty 1990; Rosenfeld et al. 1996). Somit zeigt sich zwar insgesamt auch empirisch die Vorteilhaftigkeit der Web-Befragung bezüglich sozialer Erwünschtheit, jedoch ist zu beachten, dass dies v. a. im Vergleich zu den ,persönlicheren‘ Befragungsmethoden persönlich und telefonisch gilt (vgl. umfassend Taddicken 2008b, 2008c). Daneben ist allerdings auch ein negativer Effekt zu befürchten. Diese Befürchtung kann auf den Ansatz der reduzierten sozialen Kontexthinweise von Sproull & Kiesler (1986, 1991) zurückgeführt werden. Im Mittelpunkt steht hier die mit der Reduktion verfügbarer Kommunikationskanäle einhergehende drastische Minderung von Informationen über die Kommunikationspartner und die gemeinsame Kommunikationssituation, sog. ,sozialer Kontexthinweise‘. Die Reduktion derartiger sozialer Kontexthinweise hat nicht nur Einfluss auf die Reichhaltigkeit der übertragbaren Informationen, sondern gleichfalls auf eine Vielzahl an psychischen Zuständen und Prozessen. So konstatieren Sproull/Kiesler, dass sich der Aufmerksamkeitsfokus der Kommunikatoren verschiebt, nämlich weg von den wenig(er) präsenten Kommunikationspartnern hin zum Ziel der Kommunikation bzw. auf die eigene Person. Es kommt somit zu einer stärkeren Ich-Fokussierung der Kommunikatoren (vgl. Sproull & Kiesler 1986, 405). Ebenfalls verringert sich die soziale Orientierung (vgl. Kiesler et al. 1984, 1123). Dabei argumentieren die Autoren nicht direkt, jedoch analog mit dem Zustand der Enthemmung (vgl. Siegel et al. 1986, 182). Sie ziehen daraus insgesamt die Schlussfolge92

Methodeneffekte von Web-Befragungen

rung, dass die soziale Konformität der Kommunikatoren generell geringer ist und dass enthemmte, nonkonforme Verhaltensweisen nicht nur ermöglicht, sondern sogar bedingt werden (vgl. Sproull & Kiesler 1986, 1497 f.; Siegel et al. 1986: 182 f.). Es muss somit befürchtet werden, dass die Orientierung der Probanden an sozialen Werten und Normen in der Situation einer Web-Befragung schwächer ist als in alltäglichen Situationen und auch als in anderen Befragungen. Sollte dies der Fall sein, wäre somit zum einen fraglich, inwieweit die erhobenen Antworten auf das soziale Alltagshandeln übertragbar wären, und zum anderen, wie vergleichbar die Ergebnisse mit denen anderer Befragungsmethoden wären. In Anlehnung an Kiesler/Sproull werden diese potenziellen Effekte als ,Effekte der sozialen Entkontextualisierung‘ bezeichnet (vgl. Taddicken 2008a). Bislang ist jedoch nicht empirisch nachgewiesen, ob derartige Effekte in Web-Befragungen auftreten. Die empirische Prüfung der Existenz erfolgt im nächsten Teil.

4 Empirischer Methodenvergleich: Design Um zu überprüfen, ob in Web-Befragungen Effekte der sozialen Entkontextualisierung auftreten, bedarf es eines empirischen Methodenvergleichs. Auf Basis der obigen Überlegungen zur Rangfolge der Kommunikationsformen und entsprechenden Befragungsmethoden erscheint es sinnvoll, diesen nicht – wie üblich – auf einen Vergleich mit einer anderen Methode zu beschränken, sondern mindestens zwei Alternativmethoden zur Web-Befragung zu integrieren. Aus diesem Grund wird hier die Web-Befragung mit der telefonischen und der schriftlichen Befragung5 verglichen. Dadurch werden die einzelnen Abstufungen hinsichtlich der Kommunikationskanäle und entsprechend der sozialen Präsenz und perzipierten Anonymität berücksichtigt. Für die Umsetzung des empirischen Methodenvergleichs wird das Test-Retest-Design gewählt, also die zweimalige Befragung derselben Probanden. Um den Test-Retest-Ansatz mit drei Befragungsmethoden zu realisieren, werden zwei verschiedene Experimentalgruppen gebildet: ,CATI vs. Web‘ und ,Schrift vs. Web‘. Die Probanden werden jeweils zweimal befragt, einmal mittels einer Web-Befragung und einmal telefonisch oder schriftlich. Um Reihenfolgeeffekte auszuschließen, werden die Gruppen gesplittet, sodass die eine Hälfte zunächst per Web befragt wird und die andere Hälfte zunächst mit der Alternativmethode. Zusätzlich wird eine Kontrollgruppe eingeführt, die 93

Monika Taddicken

zweimal online befragt wird. Um Erinnerungseffekten vorzubeugen, wird mit vier bis fünf Wochen ein vergleichsweise langer zeitlicher Abstand zwischen den beiden Befragungen gewählt (vgl. van Meurs, & Saris 1989, 146). Für die Operationalisierung wird ein Instrument zur Messung der Normintensität von Diekmann (1980) verwendet. Anhand von acht Items wird geprüft, inwieweit normabweichendes Verhalten anderer Personen von den Probanden akzeptiert wird (vgl. Diekmann 1980, 2004). Das Instrument lässt sich auf verschiedene inhaltliche Gegenstandsbereiche anpassen. Hier wird die ,Ablehnung von Ladendiebstahl‘ gewählt, weil es sich dabei um eine allgemeine soziale Norm handelt. Abgefragt werden die acht Items mittels einer fünfstufigen Ratingskala (,stimme stark zu‘ bis ,lehne stark ab‘).6 Diekmann dokumentiert die Güte des Instruments mit der Split-Half-Reliabilität, diese ist mit rel = .90 sehr hoch (vgl. Diekmann 1980, 61). Die auf das verwendete Instrument angepassten Forschungshypothesen lauten: H1: In Web-Befragungen werden Verletzungen der Norm ,Ablehnung von Ladendiebstahl‘ stärker geduldet als in telefonischen Befragungen. H2: In Web-Befragungen werden Verletzungen der Norm ,Ablehnung von Ladendiebstahl‘ stärker geduldet als in schriftlichen Befragungen. Die Teilnehmer der Studie wurden über ein kommerzielles Online-AccessPanel rekrutiert.7 Insgesamt registrierten sich 799 Interessierte, die zufällig, also unabhängig von methodischen Vorlieben der Teilnehmer, auf die Experimentalgruppen verteilt wurden. Beide Befragungswellen wurden von 585 Probanden durchlaufen. Personen, die nur an einer Befragung teilgenommen haben, wurden nicht berücksichtigt.8 Weiterhin wurden Ausreißer anhand von Mahalanobis D2 eliminiert. Es wurde eine Netto-Stichprobe von n = 563 erreicht. Diese ist zu 43% männlich und zu 57% weiblich. Es ist darauf hinzuweisen, dass mit der hier realisierten Stichprobe kein Anspruch auf Repräsentativität erhoben werden kann und soll. Im Folgenden werden die Ergebnisse vorgestellt.

5 Empirischer Methodenvergleich: Ergebnisse Für eine Bewertung der Ergebnisse sind zunächst die mittleren Antwortdifferenzen zwischen den jeweils verglichenen Befragungsmethoden zu betrachten. Grundsätzlich wäre zu erwarten, dass nur sehr geringe Mittelwertdifferenzen auftreten, da dieselben Personen mit demselben Instrument befragt wurden. Da jedoch befürchtet wird, dass in der Web-Befragung Effekte 94

Methodeneffekte von Web-Befragungen

der sozialen Entkontextualisierung zu einer geringeren Normintensität der Probanden in der Befragungssituation führen, werden signifikante Unterschiede vermutet. Tabelle 1 bestätigt diese Vermutung und zeigt, dass im Vergleich CATI vs. Web insgesamt eine sehr signifikante Mittelwertdifferenz besteht. Es gilt, dass die gemessene Normintensität der Probanden umso geringer war, je kleiner die Antwortwerte sind. Damit ist zu erkennen, dass die Normintensität insgesamt in der Web-Befragung sehr signifikant geringer war als in der telefonischen Befragung. Tabelle 1: Mittelwertdifferenz der Summenindices im Vergleich CATI vs. Web Methode

N

MW

SD

CATI

201

32,61

4,724

Web

201

31,69

5,331

Δ MW

T

Sig.

0,92

2,993

0,003

Betrachtet man die Mittelwertdifferenzen der einzelnen Items, so zeigt sich, dass drei der acht Items über signifikant verschiedene Mittelwerte verfügen (ni3, ni6, ni8) (vgl. Tab. 2). Die Unterschiede bei ni6 und ni8 weisen auf eine geringere Normintensität im Web hin. Dagegen wurde das Item ni3 am Telefon weniger normintensiv beantwortet. Diese Auffälligkeit kann vermutlich darauf zurückgeführt werden, dass ni3 eine Fakteneinschätzung verlangt, während die anderen Items eher auf eine Bewertung von Verhaltensweisen abzielen (vgl. Itemliste im Anhang). Tabelle 2: Mittelwertdifferenzen einzelner Items im Vergleich CATI vs. Web Variable

ni1 ni2 ni3 ni4 ni5 ni6 ni7 ni8

N

205 205 201 205 205 205 205 203

Δ MW

Δ SD

CATI – Web

CATI – Web

0,088 0,141 –0,179 0,117 0,156 0,176 0,068 0,192

1,185 1,190 1,228 1,127 1,345 1,150 0,849 1,168

T

Sig.

1,061 1,702 –2,068 1,487 1,662 2,187 1,152 2,344

0,290 0,090 0,040 0,139 0,098 0,030 0,251 0,020 95

Monika Taddicken

Insgesamt aber zeigen sich die befürchteten Tendenzen der geringeren Normintensität im Web. Auch im Vergleich der Web-Befragung mit der schriftlichen Befragung werden diese Tendenzen sichtbar. So zeigt der Mittelwertvergleich der Summenindices wiederum, dass in der Web-Befragung eine sehr signifikant geringere Normintensität der Probanden bestanden hat (vgl. Tab. 3). Tabelle 3: Mittelwertdifferenz der Summenindices im Vergleich Schrift vs. Web Methode

N

MW

SD

Schrift

233

32,38

5,443

Web

233

31,68

5,727

Δ MW

T

Sig.

0,70

3,182

0,002

Auch auf Ebene der einzelnen Items bestätigt sich dieses Bild. Die Items ni1, ni5 und ni7 weisen signifikante Differenzen auf, die jeweils eine geringere Ablehnung von Ladendiebstählen in der Web-Befragung zeigen (vgl. Tab. 4). Tabelle 4: Mittelwertdifferenzen einzelner Items im Vergleich Schrift vs. Web Variable

ni1 ni2 ni3 ni4 ni5 ni6 ni7 ni8

N

233 233 233 233 233 232 233 233

Δ MW

Δ SD

CATI – Web

CATI – Web

0,129 0,060 0,021 0,060 0,167 0,094 0,146 0,017

0,965 0,874 1,161 0,869 1,092 0,798 0,796 0,793

T

Sig.

2,036 1,050 0,282 1,056 2,340 1,805 2,798 0,330

0,043 0,295 0,778 0,292 0,020 0,072 0,006 0,741

Damit zeigt sich also auch im Vergleich Schrift vs. Web, dass sich die Befürchtung einer (situationalen) geringeren Normbindung im Web bestätigt. Um die Größenordnung der festgestellten Antwortdifferenzen zwischen den einzelnen Befragungsmethoden und damit ihre empirische Relevanz besser beurteilen zu können, wird außerdem für alle Mittelwertvergleiche 96

Methodeneffekte von Web-Befragungen

das Effektmaß ,Cohen’s d‘ berechnet.9 Cohen’s d ermöglicht neben den Aussagen über einen statistisch signifikanten Zusammenhang die Einschätzung der Größe eines aufgetretenen Effekts und seiner Bedeutsamkeit (vgl. Biemer 1988, 276). Cohen selbst hat für eine Einschätzung der Effektstärken folgende Klassifizierung vorgenommen: Ein kleiner Effekt liegt bei d = 0,2, ein mittlerer Effekt bei d = 0,5 und ein großer Effekt bei d = 0,8 vor (vgl. Cohen 1988, 25). Da es sich bei Methodeneffekten jedoch um systematische Effekte handelt, wird in der Literatur ein nennenswerter Effekt bereits ab d = 0,1 angenommen (vgl. Carini et al. 2003, 9 f., 11 ff.). Wird diese Klassifizierung auf die vorliegenden Daten angewendet, zeigt sich das in Tabelle 5 dargestellte Ergebnis: In beiden Experimentalgruppen bestehen mehrere beachtenswerte Effektstärken. Dies gilt sowohl jeweils für die Indices als auch für die Mittelwertdifferenzen einzelner Items. Tabelle 5: Effektstärken der Mittelwertdifferenzen Skala/Item Normintensität ni1 ni2 ni3 ni4 ni5 ni6 ni7 ni8

Cohens d CATI – Web Schrift – Web 0,183 0,075 0,112 0,116 0,129 0,113 0,184 0,083 0,367

0,125 0,112 0,049 0,015 0,063 0,132 0,117 0,168 0,016

Damit kann abschließend festgehalten werden, dass den eingangs formulierten Forschungshypothesen, dass in Web-Befragungen Verletzungen der Norm ,Ablehnung von Ladendiebstahl‘ stärker geduldet werden als in telefonischen Befragungen (H1) bzw. als in schriftlichen Befragungen (H2), zugestimmt werden muss. Es haben sich jeweils signifikante Mittelwertdifferenzen gezeigt, die eine geringere Normintensität in der Web-Befragung bestätigen. Dabei handelt es sich um zwar vergleichsweise geringe Differenzen, die jedoch als beachtenswert einzustufen sind.

97

Monika Taddicken

6 Diskussion und Fazit Insgesamt hat der vorgestellte empirische Methodenvergleich damit bestätigt, dass tatsächlich Effekte der sozialen Entkontextualisierung im Web bestehen, zumindest für den Bereich der Normintensität hinsichtlich der Ablehnung von Ladendiebstählen. In der Web-Befragung wurde jeweils weniger an dieser sozialen Norm orientiert geantwortet als am Telefon oder in der schriftlichen Befragung. Dabei bilden die Effekte der sozialen Entkontextualisierung quasi das Gegenstück zu den Effekten der sozialen Erwünschtheit: Die Ursache beider Fehlerquellen liegt in einer ,unnatürlichen‘ Orientierung an gesellschaftlichen Maßstäben. Soziale Erwünschtheiten entstehen dadurch, dass soziale Werte und Normen in der Befragung stärker beachtet werden als im alltäglichen Handeln, was zu Verzerrungen der Antworten in Richtung gesellschaftliche Wunschvorstellung führt (vgl. Zerbe & Paulhus 1987, 250). Dagegen sorgen Effekte der sozialen Entkontextualisierung für eine verminderte Beachtung sozialer Werte und Normen. Insofern sind diese beiden Fehlerquellen nicht unabhängig voneinander. Grundsätzlich könnten die hier aufgetretenen Effekte sozialer Entkontextualisierung also gleichbedeutend sein mit der Abwesenheit sozialer Erwünschtheiten, was bessere Ergebnisse der Web-Befragung bedeuten würde. Gegen diese Annahme sprechen v. a. zwei Aspekte: Erstens fragt die verwendete Skala zur Erfassung der Normintensität nicht das eigene Verhalten ab, sondern die Einschätzung genereller Verhaltensweisen. Die Antworten sind daher nicht so stark beeinflusst von möglichen Tendenzen der Probanden, sich selber gut darstellen zu wollen. Zweitens wurde dargelegt, dass niedrigere Effekte der sozialen Erwünschtheit in Web-Befragungen v. a. gegenüber den intervieweradministrierten und wesentlich sozial präsenteren Methoden persönlich und telefonisch gegeben sind. Dagegen sind die Unterschiede zur selbstadministrierten und damit ähnlicheren Methode schriftliche Befragung geringer (vgl. Kap. 3.1, außerdem grundlegend Tourangeau & Smith 1996). Für die Effekte der sozialen Entkontextualisierung hat sich hingegen gezeigt, dass sowohl im Vergleich zur telefonischen als auch zur schriftlichen Befragung eine verminderte Normintensität anzunehmen ist. Es ist zu vermuten, dass sich die Effekte der sozialen Erwünschtheit und der sozialen Entkontextualisierung in unterschiedlichen Phasen des Informationsverarbeitungsprozesses der Probanden auswirken. Dieser Prozess kann prinzipiell in vier verschiedene Phasen unterteilt werden: 1. Frage 98

Methodeneffekte von Web-Befragungen

interpretieren, 2. Meinung generieren, 3. Antwort formatieren, 4. Antwort formulieren (vgl. Strack & Martin 1987, 125 ff.; Atteslander 1991, 136; Sudman et al. 1996, 58). Die Effekte der sozialen Erwünschtheit beeinflussen v. a. die Phasen der Antwortformatierung und -formulierung (vgl. Strack & Martin 1987, 138 f.; Sudman et al. 1996, 74 f.). Dagegen ist anzunehmen, dass sich die Effekte der sozialen Entkontextualisierung bereits früher auf die kognitive Verarbeitung auswirken, nämlich auf der Stufe der Meinungsgenerierung. Hier findet das Abgleichen des Fragegegenstands mit Werten und Normen des Probanden statt (vgl. Strack & Martin 1987, 136). Welche Standards dabei als relevant bzw. nicht relevant angesehen werden, hängt zum einen davon ab, welche aktiviert sind (z. B. aufgrund häufiger und/oder zeitnaher Verwendung), zum anderen vom gegebenen Kontext (vgl. Strack & Martin 1987, 134 ff.; Sudman et al. 1996, 59 ff.). Im Falle der Web-Befragung führt dieser – wie ausgeführt – zu einer situativ verminderten Orientierung an soziales Normen. Insgesamt verursachen die Effekte sozialer Entkontextualisierung moderate Antwortdifferenzen, trotzdem dürfen diese systematischen Verzerrungen nicht außer Acht gelassen werden. So bleibt offen, inwiefern diese Effekte auch die Erhebung anderer inhaltlicher Fragestellungen beeinflussen. Dies muss zukünftig überprüft werden. Dabei ist nicht nur an verwandte Konstrukte wie Werthaltungen zu denken, sondern gleichfalls an soziale Einstellungen bzw. Verhaltensabsichten. Inwiefern die hier angenommene erhöhte Ich-Fokussierung der Probanden im Web auch vorteilhaft für die empirische Sozialforschung sein kann, bleibt dabei zunächst offen. Hinsichtlich dieser Studie bleibt fraglich, welchen Einfluss die Rekrutierung von Online-Access-Panel-Mitgliedern auf die vorgestellten Ergebnisse gehabt hat. Ob die Web-Befragungshistorie der Probanden hier eher zu einer Schwächung oder Verstärkung von Methodeneffekten geführt hat oder keinen Einfluss gehabt hat, kann an dieser Stelle nicht beantwortet werden. Es hat sich somit gezeigt, dass akuter Forschungsbedarf besteht. Die hier vorgelegte Studie kann ,nur‘ der Anfang der empirischen Forschung in dieser Richtung sein. Es wird insgesamt deutlich, dass die methodische Grundlagenforschung zur Web-Befragung noch lange nicht als abgeschlossen erklärt werden darf.

99

Monika Taddicken

Anmerkungen 1 2 3 4 5 6 7

8 9

Andere Formen der Online-Forschung, z. B. Online-Focus-Groups, sind hier nicht angesprochen. Sofern diese nicht symbolisch über ,Emoticons‘ visualisiert werden. Wenngleich der gustatorische Kanal allenfalls beim Küssen bedeutsam ist. Der Begriff der Enthemmung wird hier wertfrei verwendet. Die schriftliche Befragung wird dabei als postalische Befragung umgesetzt. Der Eingangstext hierzu lautete: „Nun geht es um die Zustimmung zu einigen Aussagen zum Thema Ladendiebstahl.“ Die Studie wurde dabei als universitäres Projekt vorgestellt. Als Incentivierung für den insgesamt etwa achtminütigen Fragebogen wurde ein Gewinnspiel mit Sachpreisen angeboten. Die Rücklaufquoten der einzelnen Experimentalgruppen waren jeweils vergleichbar hoch (annähernd 75%). Es bezeichnet die Differenz zwischen den Mittelwerten zweier Stichproben dividiert durch die Wurzel aus der mittleren Varianz (vgl. Cohen 1988, 44).

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100

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103

Monika Taddicken

Anhang

Itemliste Normintensität Item

Itemformulierung

ni1

Die Unternehmen verdienen so viel, dass es gar nicht ins Gewicht fällt, wenn einmal etwas gestohlen wird.

ni2

Es ist durchaus verständlich, wenn jemand, der zu den sozial schlechter gestellten Bevölkerungsschichten zählt, einen Ladendiebstahl begeht.

ni3 (n)

In unserer Wohlstandsgesellschaft gibt es niemanden mehr, der so arm ist, dass er stehlen muss.

ni4

Es wird so viel Geld für Werbung ausgegeben, dass es gar nichts mehr ausmacht, wenn man in einem Geschäft mal etwas ‚mitgehen‘ lässt.

ni5

Bei den heutigen Preisen muss man sich nicht wundern, wenn Leute Ladendiebstähle begehen.

ni6

Bei den Gewinnen der Unternehmen ist Ladendiebstahl kein Verbrechen mehr.

ni7

Wenn Leute arbeitslos oder in der Ausbildung sind und ab und zu etwas ‚mitgehen‘ lassen, sollte man schon mal ein Auge zudrücken.

ni8 (n)

Wer einen Ladendiebstahl begeht, müsste eigentlich ein schlechtes Gewissen haben.

(n) = negative Formulierung Quelle: Diekmann 1980: 10.

104

2 Computerbasierte Befragungen

Joachim Gerich

Joachim Gerich

Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung Der Einfluss Auditiver und Visueller Elemente auf das Antwortverhalten in Befragungen Zusammenfassung Die Entwicklungen im Bereich der computerbasierten Erhebungsmethoden haben in den letzten Jahrzehnten zu einer Ausdifferenzierung möglicher Erhebungsarten geführt. Insbesondere durch die Nutzung multimedialer Elemente besteht die Möglichkeit, ein unterschiedliches Ausmaß an „Human Interfaces“ unter Ausnutzung verschiedener Kommunikationskanäle in Erhebungsinstrumenten zu kombinieren. Der Frage, welche Auswirkungen diese multimedialen Elemente auf das Antwortverhalten haben, wird im Rahmen dieses Beitrages anhand der Ergebnisse zweier Methodenexperimente nachgegangen. Erste Ergebnisse legen nahe, dass die Datenqualität in selbstadministrierten Erhebungen durch die Nutzung von „Human Interfaces“ verbessert werden könnte.

Abstract Multimedia Features in Computer Based Data Collection The Influence of Auditory and Visual Features on Response Behavior in Surveys Developments of computer based methods have brought a more diverse spectrum of data collection modes within the recent decades. Especially the implementation of multimedia elements allows the inclusion of human interfaces to a different extent, facilitated by the combination of various communication channels. The question, in which way response behavior is affected by these multimedia features, is focused by means of two experimental studies. First results suggest improved data quality with the implementation of human interfaces.

107

Joachim Gerich

1 Einleitung In den vergangenen Jahrzehnten ist eine zunehmende Diversifizierung von Erhebungsmethoden zu beobachten. Neben verschiedenen Entwicklungspfaden beschreiben Groves et al. (2004, 140) eine „Evolution“ der SurveyTechnologie vom Ausgangspunkt der Face-to-Face-Befragung hin zu unterschiedlichen Techniken der selbstadministrierten Befragung (SAQ). Beginnend mit der Papier-und-Bleistift-Variante wurden durch die Nutzung von Computern zur Datenerhebung und den verfügbaren technischen Möglichkeiten zur Implementierung multimedialer Elemente verschiedene Formen computerbasierter SAQ’s entwickelt. Damit erweiterte sich der Entwicklungsstrang von textbasierten CASI1-Befragungen zu Audio-unterstützten (A-CASI) bis hin zu Video-gestützten (V-CASI) Computer-Befragungen. Durch diese Entwicklungen wurde die ursprüngliche Dichotomie von Interviewer- versus Selbstadministration durch ein breites Spektrum möglicher Erhebungsformen in Kombination unterschiedlicher Kommunikationskanäle und unter Nutzung verschiedener „Human Interfaces“ (z. B. menschliche Stimme oder Videoaufnahmen) aufgelöst. Dabei stellt sich zunehmend die Frage, welche Auswirkungen auf das Antwortverhalten mit diesen neuen Möglichkeiten verbunden sind und inwiefern sich Forschungserkenntnisse, welche sich auf die ursprüngliche Dichotomie von Interviewer- und Selbstadministration bezogen, auf neuere Entwicklungen anwenden lassen (Cassell & Miller 2007 betiteln dazu beispielsweise ihren Beitrag mit „Is it selfadministration if the computer gives you encouraging looks?“). Als Argumente, welche für die Anwendung einer Face-to-Face-Befragung angeführt werden, gelten u. a. das höhere Ausmaß an Situationskontrolle und Unterstützungsmöglichkeiten (z. B. Erläuterung von Frageinhalten und Antwortmöglichkeiten, Entlastung der Befragten durch InterviewerInnen). Weiterhin wird vermutet, dass durch die soziale Interaktionssituation Aufmerksamkeit und Befragungsmotivation gesteigert und daher Satisficingstrategien2 reduziert werden können, was zuweilen unter dem Konzept des Rapports subsumiert wird (Cassell & Miller 2007; Groves et al. 2004; Dykema et al. 1997; Sproull et al. 1996). Als Argumente gegen Anwendung einer Face-to-Face-Befragung (und damit in der Regel Argumente zur Durchführung von SAQ) werden soziale Einflüsse der InterviewerInnen auf das Antwortverhalten (d. h. Interviewereffekte aufgrund der Variabilität im Verhalten der InterviewerInnen, wahrgenommener Personenmerkmale der InterviewerInnen oder einfach aufgrund sozialer Präsenz), aber auch die Beeinträchtigung der kognitiven Bearbeitung der Fragen aufgrund der Fremd108

Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung

steuerung des Interviewprozesses angeführt (De Leeuw et al. 2003; Krysan & Couper 2003; Dillman 2000; Tourangeau & Smith 1996; Sudman & Bradburn 1974). In einer Reihe bisheriger Untersuchungen konnte bei der Anwendung von CASI- und insbesondere A-CASI-Methoden eine verbesserte Datenqualität (z. B. höhere Antwortbekennung, geringere Wünschbarkeit, geringeres Ausmaß an Item-Nonresponse) im Vergleich zu Paper & Pencil sowie Faceto-Face festgestellt werden (De Leeuw 2002; De Leeuw et al. 1995). Als Hauptgrund dafür wird neben technischen Gründen (z. B. automatisierte Antwortkontrolle und Filtersteuerung) die, im Vergleich zur Papierbefragung, nochmals erhöhte Privatheit der Erhebungssituation (höhere Selbstaufmerksamkeit bei gleichzeitig geringerem Umgebungseinfluss) angeführt (O’Reilly et al. 1994; Weisband & Kiesler 1996; De Leeuw et al. 1997; Nicholls et al. 1997; Turner et al. 1998; Richman et al. 1999; Schneider & Edwards 2000; Hewitt 2002). Zu Erweiterung von CASI-Befragungen durch Videoelemente gibt es bisher noch wenige Untersuchungen (Gerich 2008; Fuchs & Funke 2008, 2007 im Rahmen von Web-Befragungen). In den beiden nachfolgend dargestellten Methodenexperimenten sollen insbesondere die Eigenschaften von V-CASI im Kontrast zu anderen Erhebungsformen untersucht werden. Einerseits ist die sukzessive Erweiterung selbstadministrierter Erhebungen durch Audio- und Videoelemente mit einer Wiedereinführung sozialer Präsenz (Social Cues) in SAQ’s verbunden. Entsprechend den oben angeführten Argumenten könnte durch ein höheres Ausmaß an Social Cues die soziale Präsenz wiederum erhöht werden und damit „virtuelle“ Interviewereffekte auftreten (Couper 2005; Nass et al. 1997; Sproull et al. 1996; Walker et al. 1994). Auf der anderen Seite könnte vermutet werden, dass durch die „Natürlichkeit“ der Kommunikationssituation auf Grund eines stärkeren Ausmaßes an Social Cues die Motivation der Befragten und die Konzentration auf den Frage- und Antwortprozess unterstützt wird (Joinson et al. 2007). D. h., dass die Befragten bei den – im Zuge der Beantwortung der Fragen nötigen – kognitiven Leistungen (wie comprehension, retrieval, judgement, formatting, vgl. Tourangeau et al. 2000) besser unterstützt werden und daher die Wahrscheinlichkeit der Antwortverzerrung aufgrund von Satisficing reduziert wird. Ähnliche Argumente werden auch von Sproull et al. (1996) und Walker et al. (1994) vorgebracht. Weiterhin kann angeführt werden, dass mit zusätzlicher Medienerweiterung die Anzahl der simultan angebotenen Kommunikationskanäle erhöht wird (Channel Richness). Aus kommunikationstheoretischer Sicht wäre daher ebenfalls anzunehmen, dass bei höherer Channel Richness die Aufmerksamkeit und das Frageverständnis zunehmen und die Datenqualität 109

Joachim Gerich

aufgrund geringerem Satisficing erhöht wird (Gerich 2008; Groves et al. 2004; Daft & Lengel 1986). Andere Autoren argumentieren allerdings dagegen, dass – abhängig von personalen Merkmalen – redundant dargebotene multimodale Informationen auch kontraproduktiv für die kognitive Verarbeitung sein können, wenn diese z. B. als unnötige zusätzliche Unterstützung interpretiert werden (Schnotz & Kürschner 2007). Im Folgenden werden die Ergebnisse zweier Methodenexperimente präsentiert. In beiden Experimenten wurden die Auswirkungen der Variation der eingesetzten Kommunikationskanäle und der sozialen Elemente in Befragungen auf bestimmte Aspekte der Datenqualität untersucht. Einerseits beinhaltet dies die grundsätzliche Frage nach Mode-Unterschieden, wenn sich die Erhebungsarten nach dem Ausmaß der eingesetzten Kommunikationskanäle und der Social Cues unterscheiden. Zum anderen sollte die Frage beantwortet werden, in welche Richtung die Datenqualität durch eine Erhöhung der Kommunikationskanäle und der Social Cues beeinflusst wird. Als Aspekt der Datenqualität wird im ersten Experiment das Ausmaß der Antworteditierung durch soziale Wünschbarkeit fokussiert. Im zweiten Experiment wird die Beurteilung der Datenqualität anhand des konkreten Phänomens der Genderdifferenzen bei der Angabe der Anzahl der SexualpartnerInnen vorgenommen.

2 Experiment I Im Rahmen dieses Methodenexperiments soll untersucht werden, in welcher Weise Einflüsse sozialer Wünschbarkeit auf das Antwortverhalten durch den Einsatz unterschiedlicher Kommunikationskanäle und sozialer Elemente in Erhebungen moderiert werden. Das Ausmaß sozialer Wünschbarkeit wird dabei in dreifacher Weise betrachtet. Einerseits anhand des Verteilungsvergleiches direkter Messungen mittels Wünschbarkeitsskala. Andererseits anhand des Verteilungsvergleiches indirekter Messung in Form heikler Fragen (Ausmaß der selbstberichteten Normabweichung), indem davon ausgegangen wird, dass unter dem Einfluss sozialer Wünschbarkeit auf das Antwortverhalten Underreporting zu beobachten ist. Weiterhin wird das Ausmaß der „Social Desirability Contamination“ (Ganster et al. 1983) nach Erhebungsarten überprüft. Damit ist das Ausmaß des Einflusses sozialer Wünschbarkeit auf die Messung und die Assoziation substantieller Variablen gemeint. Wenn beispielsweise die Assoziation zweier Variablen untersucht wird, deren Messungen beide durch 110

Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung

soziale Wünschbarkeit beeinflusst werden, so ist die beobachtete Korrelation der beiden interessierenden Variablen zu einem bestimmten Anteil durch ihre gemeinsam geteilte Varianz in sozialer Wünschbarkeit begründet. Im Rahmen dieses Experiments soll das Ausmaß dieser Kontaminierung als Funktion der Anzahl der sozialen Elemente bzw. als Funktion der Anzahl der Kommunikationskanäle der eingesetzten Erhebungsmethoden analysiert werden. Als theoretischer Rahmen der Prüfung der Kontaminierung wird die Kontroll-Theorie nach Gottfredson & Hirschi (1990) herangezogen.3 Entsprechend der Kontroll-Theorie wird angenommen, dass das Ausmaß der Normabweichung mit geringer Selbstkontrolle der Personen steigt. Mangelnde Selbstkontrolle wird dabei als Persönlichkeitseigenschaft aufgefasst „that increases the likelihood that individuals will be unable to resist the easy, immediate gratification that crime and analogous behavior seductively, and almost ubiquitously, present in everyday life“ (Pratt & Cullen 2000, 932). Die erwartete Beziehung zwischen Selbstkontrolle und Normabweichung wurde in zahlreichen Untersuchungen bestätigt (Metaanalysen von Pratt & Cullen 2000 bzw. für den deutschsprachigen Raum Bentrup et al. 2001). Es wird jedoch angenommen, dass beide Variablen (Normabweichung und Selbstkontrolle) durch soziale Wünschbarkeit beeinflusst werden. Zur Prüfung des Ausmaßes der Wünschbarkeits-Kontaminierung wird daher die Auswirkung unterschiedlicher Datenerhebungsmethoden hinsichtlich sozialer Wünschbarkeit als Kontrollvariable im Rahmen der Assoziation von Selbstkontrolle und Normabweichung untersucht. Von höherer Kontaminierung wird dann ausgegangen, wenn ein Einfluss sozialer Wünschbarkeit auf Normabweichung festzustellen ist bzw. der partielle Einfluss von Selbstkontrolle auf Normabweichung durch die Kontrolle sozialer Wünschbarkeit reduziert wird. Im Sinne der Grundfrage des vorliegenden Beitrages wird ein geringeres Ausmaß an Kontaminierung und eine stärkere substanzielle Assoziation zwischen Selbstkontrolle und Normabweichung als höhere Datenqualität bezeichnet.

2.1 Methode Drei Skalen (selbst berichtete Normabweichung, Selbstkontrolle und Skala zur Erfassung sozialer Wünschbarkeit4) wurden bei einem Convenience Sample von 350 Studierenden der Universität Linz erhoben. Die Erhebung wurde in einem zentralen öffentlichen Bereich des Universitätscampus (Aufenthaltsräume in der Nähe der Universitäts-Cafeteria) durchgeführt. 111

Joachim Gerich

Rund 52% der Befragten waren männlich, das Durchschnittsalter betrug 24,11 Jahre (SD = 3,92). Die RespondentInnen wurden anhand von Zufallszahlen einer von sieben Erhebungsarten zugeteilt (selbstadministrierte Paper & Pencil-Befragung [PP], Face-to-Face-Befragung [FTF], textbasierte CASI-Befragung [Text-CASI], audio-unterstützte CASI-Befragung ohne Text [A-Only CASI], audio-unterstützte CASI-Befragung mit Text [A-CASI], Video-unterstützte CASI-Befragung ohne Text [V-Only CASI] und Video-unterstützte CASI-Befragung mit Text [V-CASI]). Die Gestaltung der CASI-Instrumente unterscheidet sich bis auf die unterschiedlichen Medienelemente nicht. Eine ausführliche Beschreibung der Erhebungsinstrumente ist in Gerich (2008) dargestellt. In allen Audio- und Videoversionen wurde dieselbe weibliche Interviewerin eingesetzt. Die Experimentalgruppen unterscheiden sich weder signifikant nach dem Alter (F[6,341] = 0,643; p = 0,696) noch nach dem Geschlecht (χ2[6] = 4,017; p = 0,674). Diese sieben Erhebungsarten unterscheiden sich nach der Anzahl der verwendeten Kommunikationskanäle (Text-, Audio- und Videokanal) und nach der Anzahl der eingesetzten sozialen Elemente (auditive Elemente, d. h. menschliche Stimme, visuelle Elemente, d. h. virtuelle oder reale Sichtbarkeit der InterviewerInnen und Elemente [non-]verbaler Feedbackmöglichkeiten, d. h. reale Interaktionsmöglichkeit). tab01 Tabelle 1: Klassifikation der Erhebungsformen Erhebungsart (n = 50)

Anzahl Kommunikationskanäle

Anzahl an Social Cues

PP

1 (Text)

0

T-CASI

1 (Text)

0

A-Only CASI

1 (Audio)

1 (auditiv)

A-CASI

2 (Audio & Text)

1 (auditiv)

V-Only CASI

2 (Video & Audio)

2 (auditiv & visuell)

V-CASI

3 (Video, Audio & Text)

2 (auditiv & visuell)

FTF

2 (Video & Audio)

3 (auditiv, visuell & non-verbales Feedback)

Tabelle 1 zeigt die Klassifikation der sieben Erhebungsarten nach der Anzahl einbezogener Kommunikationskanäle und sozialer Elemente. Die Anzahl der Kommunikationskanäle korreliert zwar mit der Anzahl an Social Cues, 112

Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung

da soziale Elemente nur durch zusätzliche Kommunikationskanäle einbezogen werden können. Die Klassifikationen sind jedoch nicht redundant, da der Textkanal nicht notwendigerweise mit den übrigen Kanälen kombiniert werden muss. Da beispielsweise die FTF-Befragung ohne schriftliche Unterstützung durchgeführt wurde, weist diese zwar das höchste Ausmaß an sozialen Elementen auf, beinhaltet durch den fehlenden Text jedoch nur zwei Kommunikationskanäle.

2.2 Ergebnisse Tabelle 2 zeigt die Mittelwerte der direkten (Scores der Wünschbarkeitsskala) und indirekten Messung (Ausmaß der selbstberichteten Normabweichung) sozialer Wünschbarkeit getrennt nach der Klassifikation der Erhebungsarten (Social Cues und Anzahl der Kommunikationskanäle). tab02 Tabelle 2: Mittelwerte, Standardabweichung (in Klammern) und Korrelation für soziale Wünschbarkeit und Normabweichung getrennt nach dem Ausmaß der Social Cues und der Anzahl an Kommunikationskanälen Wünschbarkeit Mittelwert (SD)

Norm. abweichung Mittelwert (SD)

Korrelation

0

2,56 (0,38)

0,35 (0,17)

–0,56**

1

2,58 (0,40)

0,33 (0,16)

–0,46**

2

2,56 (0,41)

0,35 (0,15)

–0,35**

3

2,62 (0,44)

0,33 (0,15)

–0,18

Kommunikationskanäle 1

2,58 (0,39)

0,35 (0,17)

–0,55**

2

2,59 (0,41)

0,32 (0,15)

–0,28**

3

2,53 (0,40)

0,39 (0,16)

–0,39**

Klassifikation der Erhebungsarten Social Cues

Wünschbarkeit: Mittlerer Summenscore (1–4), höhere Ausprägungen korrespondieren mit stärkerer Tendenz zu sozialer Wünschbarkeit. Normabweichung: Mittlerer Summenscore selbstberichteten normabweichenden Verhaltens (0–1), höhere Ausprägungen korrespondieren mit stärkerer Normabweichung.

113

Joachim Gerich

Die Ergebnisse zeigen keine signifikanten Differenzen bei Wünschbarkeitsscores und Normabweichung (ausgenommen Anova für Normabweichung nach Kommunikationskanälen: p = 0,016). Darüber hinaus ist bezüglich der Wünschbarkeitsscores und der Normabweichung weder hinsichtlich der Anzahl der Kommunikationskanäle noch hinsichtlich der Social Cues ein monotoner Zusammenhang ersichtlich. Es kann somit auf Basis der Verteilungsvergleiche weder hinsichtlich der Channel-Richness noch hinsichtlich des Ausmaßes der sozialen Elemente in den Befragungsformen ein systematischer Einfluss im Sinne einer Erhöhung oder Reduzierung sozial wünschbarer Antworten bzw. des Underreportings von Normabweichungen festgestellt werden. Anders stellt sich jedoch das Bild bezüglich der Wünschbarkeits-Kontaminierung dar. In Tabelle 2 sind auch die Korrelationen zwischen Wünschbarkeit und Normabweichung getrennt nach dem Ausmaß der Social Cues bzw. der Kommunikationskanäle dargestellt. Insgesamt kann bestätigt werden, dass das Ausmaß der selbstberichteten Normabweichung mit höherer sozialer Wünschbarkeit abnimmt (die Korrelation für das Gesamtsample beträgt r = –0,42). Weiterhin kann anhand der Interaktionseffekten festgestellt werden, dass die Korrelation zwischen Wünschbarkeit und Normabweichung mit dem Ausmaß der Social Cues und der Anzahl an Kommunikationskanälen variiert. Es ist sowohl die Interaktion von Wünschbarkeit und Social Cues (p = 0,001) als auch die Interaktion von Wünschbarkeit mit der Anzahl der Kommunikationskanäle (p = 0,026) signifikant. Es kann zudem in Tabelle 2 festgestellt werden, dass die Stärke des Zusammenhanges zwischen Wünschbarkeit und Normabweichung monoton mit der Anzahl der Social Cues der Erhebungsarten abnimmt. Obwohl die Korrelation zwar auch mit der Anzahl der Kommunikationskanäle variiert (die stärkste Korrelation ist bei den rein textbasierten Erhebungsarten zu beobachten), ist wiederum keine systematisch monotone Abnahme der Korrelation bei höherer Anzahl an Kommunikationskanälen festzustellen. Die Ergebnisse legen somit nahe, dass die Wünschbarkeits-Kontamination mit höherem Ausmaß sozialer Elemente in Befragungen reduziert wird. Die Ergebnisse sprechen in geringerem Ausmaß für die Gültigkeit der Annahme, dass die Wünschbarkeits-Kontaminierung mit der Anzahl an einbezogenen Kommunikationskanälen reduziert werden kann. In Tabelle 3 sind – entsprechend den Annahmen der Kontrolltheorie – die Ergebnisse einer linearen Regression für Normabweichung mit den Prädiktoren Selbstkontrolle und Geschlecht sowie sozialer Wünschbarkeit und Lebensalter als Kontrollvariablen dargestellt. tab03 114

Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung

Tabelle 3: Regression hinsichtlich Normabweichung getrennt nach Erhebungsmethoden6 PP

FTF

T-CASI

A-only

A-CASI

V-only

V-CASI

Gesamt

Wünschbarkeit

–0,52** (–0,61)

0,07 (–0,18)

–0,46** (–0,53)

–0,48** (–0,54)

–0,30° (–0,38)

–0,13 (–0,31)

–0,22 (–0,39)

–0,30** (–0,42)

Selbstkontrolle

–0,20 (–0,41)

–0,26° (–0,17)

–0,11 (–0,36)

–0,14 (–0,38)

–0,19 (–0,21)

–0,46** (–0,55)

–0,43** (–0,51)

–0,23** (–0,36)

Geschl. (männl.)

0,04

0,61**

0,10

–0,10

0,20

–0,02

0,10

0,11*

Alter

–0,14

–0,06

–0,13

–0,15

–0,17

–0,10

0,18

–0,08°

2

0,41**

0,37**

0,30**

0,34**

0,22*

0,29**

0,33**

0,23**

2

0,21**

<0,01

0,15**

0,17**

0,07°

0,01

0,04

0,07**

49

49

49

49

48

46

45

335

R

R (W) n

Standardisierte Regressionskoeffizienten (OLS). °: p < 0,10, *: p < 0,05, **: p < 0,01 Bivariate Korrelationen in Klammern R2(W): Partielles R2 durch soziale Wünschbarkeit

Für die Gesamtstichprobe zeigt sich erwartungsgemäß ein signifikanter Einfluss von Selbstkontrolle (höheres Ausmaß an selbstberichteter Normabweichung bei geringerer Selbstkontrolle) und ein moderater Einfluss des Geschlechts (Männer berichten häufiger Normabweichungen als Frauen). Wie schon aus den bivariaten Zusammenhängen zu erwarten, ist ein signifikanter Wünschbarkeitseinfluss zu beobachten. Nachdem die bivariate Korrelation zwischen Selbstkontrolle und Normabweichung r = 0,36 beträgt, reduziert sich der direkte Einfluss der Selbstkontrolle bei Kontrolle der Wünschbarkeitsscores. Es zeigt sich somit wie erwartet, dass ein Teil des Zusammenhanges zwischen Selbstkontrolle und Normabweichung durch deren gemeinsame Korrelation mit sozialer Wünschbarkeit zu erklären ist (der Anteil der erklärten Streuung der Normabweichung durch Selbstkontrolle beträgt im bivariaten Fall 0,13 und unter Kontrolle der Wünschbarkeit 0,05). Betrachtet man die Regressionsmodelle getrennt nach den Erhebungsmethoden, zeigen sich allerdings – unter einschränkender Berücksichtigung der geringeren Fallzahlen – deutliche Unterschiede. Die höchste erklärte Gesamtvarianz wird im Rahmen der Paper & Pencil-Befragung erreicht, die jedoch zu mehr als die Hälfte auf den Einfluss sozialer Wünschbarkeit zurückzuführen ist. Kontrastierend dazu ist im Rahmen der FTF-Befragung der geringste Einfluss sozialer Wünschbarkeit zu beobachten. Die Stärke des Einflusses der Selbstkontrolle bewegt sich hier in der Größenordnung des Gesamtsamples. Der höchste Erklärungsanteil geht jedoch von einem überdimensionalen Geschlechter-Effekt aus. Der partielle Einfluss von Selbst115

Joachim Gerich

kontrolle erreicht nur im Rahmen der beiden Videobefragungen das Signifikanzniveau von p < 0,05 (der Einfluss sozialer Wünschbarkeit ist hier nicht signifikant). Umgekehrt zeigt sich bei Text-CASI und den beiden Audio-gestützten CASI-Befragungen ein geringerer (nicht signifikanter) Einfluss von Selbstkontrolle und stärkere Einflüsse von Wünschbarkeit. Die Mode-Unterschiede hinsichtlich des Einflusses sozialer Wünschbarkeit können bestätigt werden: Die Interaktion von Erhebungsmethode und Sozialer Wünschbarkeit ist hinsichtlich der Normabweichung mit p = 0,024 signifikant. Die Interaktion von Selbstkontrolle und Erhebungsarten ist jedoch nicht signifikant (p = 0,708). Werden die Erhebungsarten nach der Anzahl der Social Cues bzw. der Anzahl an Kommunikationskanälen kategorisiert, so zeigt sich für beide eine signifikante Interaktion mit sozialer Wünschbarkeit (p[Social Cues × Wünschbarkeit] = 0,001, p[Kommunikationskanäle × Wünschbarkeit] = 0.024). Die Erhöhung von R2 ist jedoch im Falle der Social Cues höher (ΔR2 = 0,028) als im Falle der Anzahl der Kommunikationskanäle (ΔR2 = 0,012). Der Interaktionseffekt von Selbstkontrolle und Social Cues wie auch jener von Selbstkontrolle und Anzahl an Kommunikationskanälen ist nicht signifikant.

2.3 Diskussion Auf der Basis von Verteilungsvergleichen der direkten und indirekten Messung sozial wünschbarer Antworten zeigen sich kaum Hinweise für ModeUnterschiede. Daher sind auch keine Hinweise dafür zu finden, dass das Ausmaß der sozialen Wünschbarkeit durch die Anzahl der in die Erhebung einbezogenen Kommunikationskanäle oder auch durch das Ausmaß der sozialen Elemente in der Erhebung beeinflusst wird. Insbesondere unter Berücksichtigung der geringen Fallzahl je Erhebungsart ist dieses Ergebnis von daher nicht überraschend, als einerseits auch in zahlreichen anderen Untersuchungen entweder keine Mode-Unterschiede festgestellt oder nur geringe Effektstärken berichtet werden (vgl. Booth-Keweley et al. 2007). Die Prüfung der Wünschbarkeits-Kontamination zeigt jedoch im Rahmen dieser Untersuchung deutliche Hinweise dafür, dass die Video-basierten Erhebungsarten den übrigen dahingehend überlegen scheinen, als hier der stärkste Einfluss von Selbstkontrolle bei gleichzeitig geringem Wünschbarkeits-Bias zu beobachten ist. Weiterhin zeigen sich Hinweise dafür, dass die Wünschbarkeits-Kontamination mit dem Einbezug von Elementen menschlicher Kommunikation reduziert werden kann. Allerdings ist zu berücksichtigen, dass offensichtlich Unterschiede zwischen virtuellen und realen Inter116

Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung

viewerInnen bestehen. Der überdimensionale Geschlechtereffekt in der Face-to-Face-Befragung ist vermutlich dadurch erklärbar, dass die eingesetzten InterviewerInnen überwiegend weiblich waren und daher von einem geschlechtsspezifischen InterviewerInneneffekt auszugehen ist. Für die Hypothese der Channel-Richness, wonach die Wünschbarkeits-Kontamination durch den Einbezug möglichst unterschiedlicher Kommunikationskanäle reduziert werden könnte, zeigen sich auf der Basis der vorliegenden Untersuchung jedoch keine eindeutigen Hinweise. Es ist allerdings anzumerken, dass die vorliegende Untersuchung klarerweise einen explorativen Charakter aufweist. Eine Verallgemeinerung der Ergebnisse ist nicht nur durch die relativ geringe Stichprobengröße und die spezifische Befragtenpopulation beschränkt. Obwohl auf eine größtmögliche Vergleichbarkeit der Erhebungsinstrumente geachtet wurde, ist die Differenz der Erhebungsarten nach Anzahl der Kommunikationskanäle und Social Cues selbstverständlich auch mit anderen Eigenschaften konfundiert. Beispielsweise ist zu berücksichtigen, dass in den hier präsentierten Analysen etwaige Auswirkungen der Computerisierung der Erhebung, der Verwendung von Kopfhörern (im Rahmen der auditiv unterstützten CASI-Befragungen) oder spezifische Eigenschaften der (konstanten) virtuellen Interviewerin nicht gesondert berücksichtigt wurden.

3 Experiment II In einem zweiten Experiment wurde die Videobefragung detaillierter fokussiert, indem eine weibliche und ein männlicher (virtuelle/r) Interviewer/in im Rahmen der CASI-Befragung eingesetzt wurde. Diese beiden Erhebungsformen wurden zu einer rein textbasierten CASI-Befragung als Referenzmethode kontrastiert. Die zentralen Fragen der Untersuchung richteten sich einerseits wiederum darauf, inwiefern das Antwortverhalten durch die Einführung sozialer Elemente in Form virtueller InterviewerInnen beeinflusst wird. Zudem sollten durch die Variation des Geschlechtes der virtuellen InterviewerInnen mögliche virtuelle Gender-of-Interviewer-Effekte kontrolliert werden. Der Aspekt der Datenqualität wird anhand der Frage nach der (lebenszeitlich bezogenen) Anzahl an SexualpartnerInnen untersucht. Bei der Frage nach der Anzahl an SexualpartnerInnen handelt es sich zunächst um eine Kategorie sensitiver Fragen. Infolge dessen ist bei diesen Fragen (aufgrund des Eindringens in die Privatsphäre der RespondentInnen) mit Antwortverweigerungen oder verzerrten Antworten zu rechnen (z. B. 117

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Groves et al 2004, 224 f.; Catania et al. 1996; Tourangeau & Smith 1996). Zum anderen handelt es sich um eine Kategorie der biografischen Faktfragen, welche sich auf bestimmte Ereignisse bezieht, deren korrekte Beantwortung durch Gedächtnisleistungen (Vergessen) beschränkt ist, jedoch jedenfalls mit erhöhten kognitiven Anforderungen verbunden ist, da neben der Aufgabe des Erinnerns auch das Zählen oder Schätzen der Anzahl erforderlich ist. In Abhängigkeit unterschiedlicher Faktoren, insbesondere der Zeitspanne, auf welche sich die zu erinnernden Ereignisse beziehen, ist daher bei diesen Fragen mit Antwortfehlern zu rechnen (Tourangeau et al. 2000). Im Besonderen ist allerdings bei der Frage nach der lebenszeitlichen Anzahl an Sexualpartnern über verschiedenste Studien unterschiedlicher Stichproben und Kulturen hinweg eine Genderdiskrepanz der Antworten festzustellen, in dem Frauen im Vergleich zu Männern in der Regel im Durchschnitt eine geringere Anzahl an SexualpartnerInnen angeben (Wiedermann 1997; Catania 1996; Wadsworth et al. 1996). Setzt man geschlossene Populationen voraus (d. h. heterosexuelle Sexualkontakte finden zwischen Personen statt, die sich in derselben betrachteten Population befinden), dann sollte das Verhältnis der durchschnittlichen Sexualkontakte von Männern und Frauen dem Verhältnis des Anteils von Frauen und Männern in der Population entsprechen (Wadsworth et al. 1996). In den meisten Untersuchungen ist jedoch die Genderdiskrepanz der durchschnittlichen Anzahl der angegebenen SexualpartnerInnen größer, als auf der Basis der Geschlechterverteilung zu erwarten wäre. Erklärungsversuche für diese Genderdiskrepanz beziehen sich einerseits auf Sampling- und andererseits auf Responseaspekte. Zu den Sampling-basierten Erklärungen zählt das Problem, dass Stichproben in der Regel keine geschlossenen Populationen abbilden. Es ist daher die Möglichkeit zu berücksichtigen, dass Personen eines bestimmten Geschlechtes mehr SexualpartnerInnen aus einer Personengruppe akkumulieren, welche in der Stichprobe unterrepräsentiert oder nicht inkludiert ist (Brown & Sinclair 1999; Wiedermann 1997). Im Rahmen Response-basierter Erklärungen der Gender-Differenz wird unter anderem angeführt, dass Männer und Frauen unterschiedliche gesellschaftliche Erwartungen hinsichtlich akzeptierter Normen sexuellen Verhaltens wahrnehmen (Jonason & Fisher 2008; Schmitt 2005). Damit verbunden wird ein kultureller „Double-Standard“ begründet, gemäß dem vermutet wird, dass Frauen eher zu sexuellem Underreporting und Männer stärker zu Overreporting tendieren (Catania et al. 1996; Wadsworth et al. 1996; Wiedermann 1997). Weiterhin scheinen unterschiedliche Recall-Leistungen bzw. unterschiedliche Recall118

Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung

Strategien als Ursache der Genderdiskrepanzen plausibel, da mit kürzerer Zeitspanne (z. B. Anzahl der SexualpartnerInnen innerhalb des letzten Jahres im Vergleich zu Lebenszeit) die Genderdiskrepanz tendenziell verringert wird (Brown & Sinclair 1999; Wadsworth et al. 1996). Es könnte daher vermutet werden, dass Männer eher zur groben Schätzung tendieren (und daraus folgend eine höhere Anzahl angeben), während Frauen häufiger die Strategie des Zählens zur Beantwortung anwenden (Wiedermann 1997). In den nachfolgenden Analysen soll untersucht werden, ob bzw. inwiefern die Genderdiskrepanz durch die Einführung sozialer Elemente im Rahmen einer selbstadministrierten Befragung beeinflusst wird. Aufgrund der Randomisierung der Befragten auf die unterschiedlichen Erhebungsarten werden mögliche Unterschiede im Ausmaß der Genderdiskrepanz als Response-basierte Effekte interpretiert. Auch in diesem Experiment sind unterschiedliche Hypothesen formulierbar. Einerseits stellten Tourangeau & Smith (1996) fest, dass eine Reduktion der Genderdiskrepanz bei der Erhebung mittels CASI und Audio-CASI im Vergleich zu einer Face-to-Face-Befragung zu beobachten ist. Ihre Schlussfolgerung lautet: „Men appear to report more sex partners and women fewer sex partners when they must report their answers to an interviewer“ (Tourangeau & Smith 1996, 301), wobei sie diesen Effekt der höheren Tendenz zu Selbstpräsentation zuschreiben. Wenn virtuelle InterviewerInnen vergleichbare Auswirkungen auf die Selbstpräsentation ausüben, wie dies bei realen InterviewerInnen der Fall zu sein scheint, dann ist für die Video-gestützte CASI-Befragung im Vergleich zur Text-basierten CASI-Befragung tendenziell eine größere Genderdiskrepanz zu erwarten. Wenn andererseits für virtuelle InterviewerInnen keine oder geringe InterviewerInnen-Effekte erwartet werden und dagegen stärker die kognitive Unterstützung und Motivation der RespondentInnen durch zusätzliche soziale Komponenten der Kommunikation betont werden, sind geringere Genderdiskrepanzen bei Video- im Vergleich zu Text-CASI zu erwarten. Weiterhin soll mit diesem Experiment untersucht werden, inwiefern „virtuelle“ Gender-of-Interviewer-Effekte im Rahmen der Video-Befragung zu beobachten sind. Gender-of-Interviewer-Effekte – speziell bei Fragen nach dem Sexualverhalten – wurden im Rahmen verschiedener Untersuchungen dahingehend festgestellt, dass Interviews mit geschlechtsgleichen Kombinationen von RespondentInnen und InterviewerInnen zu geringerem Underreporting bei Frauen und geringerem Overreporting von Männern führen (vgl. Catania et al 1996).

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3.1 Methode Die Daten zu dieser Untersuchung wurden grundsätzlich in gleicher Weise wie in Experiment I anhand eines Convenience Samples bei 300 Studierenden der Universität Linz erhoben. Im Unterschied zu Experiment I wurden männliche und weibliche RespondentInnen jeweils hinsichtlich der drei CASI-Erhebungen (Video-CASI mit weiblicher Interviewerin, Video-CASI mit männlichem Interviewer und Text-CASI) getrennt voneinander randomisiert. Dadurch ist ein gleiches Geschlechterverhältnis in allen Erhebungsarten fixiert, die Zuteilung zu den drei Erhebungsarten erfolgte dennoch zufällig (Tabelle 4). Das Lebensalter der Befragten beträgt im Durchschnitt 23,84 Jahre (SD = 3,93). Die Befragten der drei Experimentalgruppen unterscheiden sich nicht signifikant hinsichtlich dem Lebensalter (F[2, 295] = 0,099; p = 0,906). tab04 Tabelle 4: Design Experiment II Erhebungsart CASI Video weiblich CASI Video männlich CASI Text Gesamt

Geschlecht der RespondentInnen weiblich männlich Gesamt 50 50 50

50 50 50

100 100 100

150

150

300

Die Frage nach der Anzahl an lebenszeitlichen Sexualkontakten lautete: „Mit wie vielen Personen hattest Du bisher in Deinem Leben sexuelle Kontakte?“5. Auf diese offene Frage gaben vier Personen eine Anzahl größer als 100 an (darunter beispielsweise eine Angabe mit 999). Diese Angaben wurden in der Analyse nicht berücksichtigt. Die Verteilung der restlichen Angaben zeigt – wie zu erwarten – Häufungspunkte bei runden Zahlenangaben (z. B. 10, 15, 20). Eine letzte Häufung (fünf Personen) ist bei der Angabe von 30 SexualpartnerInnen zu beobachten. Die Ausprägung 40 wurde nicht genannt. Es wurden daher zur Vermeidung von Ausreißern nur Angaben kleiner 40 berücksichtigt, wodurch weitere zwei Angaben (46 und 80) aus der Analyse ausgeschlossen wurden.6 Weitere zehn Personen gaben keine Antwort auf die Frage nach der Anzahl der SexualpartnerInnen. Empirischen Hinweisen für die Gültigkeit des kulturellen Doppelstandards als Ursache von Genderdifferenzen bei der Angabe der Anzahl der SexualpartnerInnen wurde anhand der Korrelationen mit den Scores einer 120

Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung

Wünschbarkeitsskala (selbe Operationalisierung wie in Experiment I) nachgegangen. Die Hypothese, wonach Genderdifferenzen daraus resultieren, dass die beiden Geschlechter unterschiedliche Antwortstrategien (zählen versus schätzen) bei der Beantwortung der Frage anwenden, wurde anhand der Antwortzeiten auf die Frage nach der Anzahl der SexualpartnerInnen untersucht. Da davon auszugehen ist, dass die kognitive Beanspruchung aufgrund der Notwendigkeit des Erinnerns und des Zählens mit der Anzahl der angegebenen SexualpartnerInnen steigt, ist im Vergleich zu einer Strategie des groben Schätzens eine höhere positive Korrelation zwischen der Anzahl der angegebenen PartnerInnen und der Dauer bis zur Beantwortung der Frage zu erwarten. Da alle drei Erhebungsarten computerbasiert sind, konnten die Antwortzeiten (Latenzzeiten) durch das Erhebungsprogramm für jede Frage als Zeitdifferenz zwischen dem Erscheinen der Frage und der ersten gegebenen Antwort ermittelt werden.

3.2 Ergebnisse Die Geschlechter-Diskrepanz in der Angabe der Anzahl bisheriger SexualpartnerInnen wird auch im Rahmen der vorliegenden Untersuchung auf der Basis des Gesamtsamples bestätigt: Frauen geben im Durchschnitt 5,28 (SD = 5,68) Sexualpartner, Männer im Durchschnitt 8,38 (SD = 7,75) Sexualpartnerinnen an. Die Mittelwertsdifferenz ist mit p < 0,001 signifikant, die Korrelation zwischen Geschlecht und der Anzahl angegebener SexualpartnerInnen beträgt r = 0,23 (Cohen’s d = 0,46)7. In Abbildung 1 sind die durchschnittlichen Angaben zu SexualpartnerInnen getrennt nach Erhebungsart und Geschlecht der RespondentInnen dargestellt. abb01 Die Geschlechterdiskrepanz ist in allen Erhebungsarten – allerdings in unterschiedlicher Stärke – ersichtlich. Die Differenz ist in der textbasierten Erhebungsart deutlich stärker ausgeprägt (signifikante Mittelwertsdifferenz, Korrelation zwischen Geschlecht und der Anzahl angegebener SexualpartnerInnen r = 0,33 bzw. d = 0,70) als in den beiden Videobefragungen (Video-weiblich r = 0,18 bzw. d = 0,35 und Video-männlich r = 0,14 bzw. d = 0,28). Die Unterschiede nach Erhebungsart sind jedoch weder bei Männern noch bei Frauen signifikant (Anova für männliche Befragte: F[2, 136] = 0,885; p = 0,415; für weibliche Befragte: F[2, 142] = 0,719; p = 0,489). Ebenfalls erweist sich die Geschlechterdifferenz, beurteilt anhand der Interaktion von Geschlecht und Erhebungsart, hinsichtlich der Anzahl der angegebenen SexualpartnerInnen als nicht signifikant. 121

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Abbildung 1: Durchschnittliche Anzahl an SexualpartnerInnen nach Befragungsart und Geschlecht der RespondentInnen10 10.0 9.0

9.50 (8.39) 8.20 (7.80)

8.0 7.0 6.0 5.0

7.40 (6.99) r=0.18 d=0.35 p=0.096 n=92

r=0.14 d=0.28 p=0.163 n=95

r=0.33 d=0.70 p=0.001 n=97

RespondentInnen weiblich

5.71 (6.41)

5.67 (4.89)

4.0

männlich 4.49 (5.66)

3.0 2.0 1.0 0.0 Video weiblich

Video männlich

Text

Mittelwerte, Standardabweichungen in Klammern. r = Punkt-Biserale Korrelation, p = Signifikanz der Mittelwertsdifferenz, d = Cohen’s d, n = Anzahl gültiger Fälle.

Entsprechend den Annahmen des kulturellen „Double-Standards“ wurde nach Geschlecht getrennt überprüft, ob die Angabe zur Anzahl der SexualpartnerInnen mit den Scores der Wünschbarkeitsskala korreliert. Gemäß der Hypothese des „Double-Standards“ wäre bei männlichen Respondenten eine positive, bei weiblichen Respondentinnen eine negative Korrelation mit sozialer Wünschbarkeit zu erwarten. Die Korrelation erweist sich allerdings bei beiden Geschlechtern als nicht signifikant (p > 0,5). Dagegen finden sich Hinweise für die Unterstützung der Hypothese der unterschiedlichen kognitiven Recall-Leistung nach Geschlecht bei der Beantwortung der Frage. Da davon auszugehen ist, dass die kognitive Beanspruchung aufgrund der Notwendigkeit des Erinnerns und des Zählens mit der Anzahl der angegebenen SexualpartnerInnen steigt, ist eine positive Korrelation zwischen der Anzahl der angegebenen PartnerInnen und der Dauer bis zur Beantwortung der Frage zu erwarten. Für das Gesamtsample (Männer und Frauen gemeinsam) beträgt die Korrelation zwischen Antwortzeit und Anzahl der angegebenen SexualpartnerInnen r = 0,15 122

Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung

(p = 0,012). Getrennt nach dem Geschlecht der RespondentInnen berechnet, beträgt die Korrelation bei Frauen r = 0,21 (p = 0,013), bei Männern ist die Korrelation nicht signifikant (r = 0,08; p = 0,338). Es zeigen sich jedoch keine wesentlichen Differenzen der Korrelationen zwischen Antwortzeiten und Anzahl an angegeben SexualpartnerInnen zwischen den einzelnen Erhebungsarten. Weiterhin ist weder bei Frauen noch bei Männern eine signifikante Interaktion zwischen Erhebungsart und Antwortzeit zu beobachten.

3.3 Diskussion Zusammenfassend kann festgehalten werden, dass Mode-Unterschiede bezüglich der Genderdiskrepanz auf der Basis einer Interaktion von Geschlecht und Erhebungsart hinsichtlich der Sexualkontakte nicht bestätigt werden können. Dennoch ist ersichtlich, dass Genderdiskrepanzen je nach Erhebungsart in unterschiedlicher Stärke zu beobachten sind: Während in der textbasierten Erhebungsart eine starke und signifikante Genderdifferenz besteht, ist diese bei den beiden Videobasierten Erhebungsformen in deutlich geringerer Stärke und nicht signifikant festzustellen. Die vorliegenden Ergebnisse legen daher nahe, dass das Ausmaß der Genderdiskrepanzen in Bezug auf die Anzahl der angegebenen SexualpartnerInnen zumindest teilweise durch einen Response-Bias hervorgerufen wird, da das beobachtete unterschiedliche Ausmaß der Genderdiskrepanzen nach Erhebungsart aufgrund der Randomisierung kaum durch Sampling-basierte Erklärungen begründbar ist. Für die Annahme des kulturellen Doppel-Standards (wonach es für Frauen sozial erwünschter wäre, weniger Sexualpartner, für Männer hingegen mehr Sexualpartnerinnen anzugeben), lassen sich in der vorliegenden Untersuchung auf Basis der Korrelationen der Angaben mit der Tendenz zu sozialer Wünschbarkeit keine Hinweise finden. Damit können auch keine Hinweise dafür gefunden werden, dass das unterschiedliche Ausmaß der Genderdiskrepanzen je Erhebungsmodus aus einem unterschiedlichen Ausmaß der Wünschbarkeitsbeeinflussung nach Erhebungsart resultiert. Die Ergebnisse der Korrelationsanalyse der Antwortzeiten mit der Anzahl der SexualpartnerInnen sprechen grundsätzlich für die Annahme, dass Genderdiskrepanzen aus einem unterschiedlichen Ausmaß an kognitiven Recall-Leistungen (oder einem unterschiedlichem Ausmaß der Motivation dazu) resultieren bzw. dass Frauen die zeitintensivere Strategie des Zählens und Männer die kürzere Strategie des Schätzens anwenden. Die Unter123

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schiede der Genderdiskrepanzen nach Erhebungsart lassen sich damit jedoch nicht erklären. Die Ergebnisse legen weiterhin nahe, dass die Auswirkungen von virtuellen InterviewerInnen mit jenen von realen InterviewerInnen auf das Antwortverhalten hinsichtlich der Angabe der SexualpartnerInnen nicht vergleichbar sind. Obwohl im Rahmen des vorliegenden Experiments kein direkter Vergleich mit einer Face-to-Face-Befragung durchgeführt wurde, so ist dennoch festzuhalten, dass die Genderdiskrepanz bei virtuellen InterviewerInnen im Vergleich zu einer rein textbasierten selbstadministrierten Befragung geringer und jedenfalls nicht höher ausfällt. Auch hinsichtlich jener in anderen Untersuchungen festgestellten Gender-of-Interviewer-Effekte zeigen sich für virtuelle InterviewerInnen in der vorliegenden Untersuchung kaum Hinweise. Zwar zeigen sich bei der Befragung mit männlichem Interviewer etwas geringere Genderdiskrepanzen als in der Befragung mit weiblicher Interviewerin, das Ausmaß dieser Unterschiede ist jedoch gering.

4 Schlussfolgerungen Neuere Entwicklungen im Bereich der Erhebungsmethoden führen zu einer zunehmenden Auflösung der Dichotomie von Interviewer- versus Selbstadministration zugunsten eines breiten Spektrums an Erhebungsmethoden, welche sich hinsichtlich eines mehrdimensionalen Kontinuums unterscheiden. Vorliegende Ergebnisse zeigen erste Anhaltspunkte dafür, dass V-CASI geeignet scheint, Vorzüge von Face-to-Face- und selbstadministrierten Befragungen zu kombinieren. Die Ergebnisse beider Experimente legen nahe, dass V-CASI im Vergleich zu traditionellen Erhebungsmethoden zu einer Verbesserung der Datenqualität beitragen kann. Auf Basis der vorliegenden Ergebnisse wird als Grund dafür angenommen, dass durch Elemente menschlicher Kommunikation (und weniger durch zusätzliche Kommunikationskanäle) die Motivation zur Beantwortung und die – zur Beantwortung von Fragen nötigen – kognitiven Prozesse unterstützt werden. Dagegen finden sich in den vorliegenden Untersuchungen keine Hinweise für „virtuelle“ InterviewerInneneffekte. Nachdem jedoch – insbesondere im Rahmen von Experiment II – noch ungeklärte Fragen zu den genaueren Mechanismen der Mode-Unterschiede bestehen, sind diese Schlussfolgerungen als vorläufig zu bezeichnen. Weiterer Forschungsbedarf ist darüber hinaus nötig, als die Generalisierbarkeit der vorliegenden Untersuchungsergebnisse 124

Multimediale Elemente in der Computerbasierten Datenerhebung

selbstverständlich aus mehreren Gründen beschränkt ist. Einschränkungen ergeben sich einerseits aus der Art der Stichprobenziehung (beide Untersuchungen wurden anhand von Convenience Samples durchgeführt), der geringen Stichprobengrößen und der spezifischen Population (Studierende). Weiterhin ist aufgrund der Begrenzung der realisierbaren Anzahl an Experimentalbedingungen zu berücksichtigen, dass die virtuellen InterviewerInnen nicht variiert wurden und daher spezifische Personeneigenschaften dieser ausgewählten Personen wesentliche Auswirkungen auf Befragungsergebnisse haben können. Anmerkungen 1

2

3

4

5

6

CASI ist die Abkürzung für computer assisted self administered questionnaires. Obwohl auch Web-Befragungen selbstadministrierte Computerbefragungen darstellen, wird der Begriff in der Regel (und auch in diesem Beitrag) als Bezeichnung von offline durchgeführten Erhebungen verwendet. Mit Satisficing (Krosnick 1991) sind „Abkürzungen“ gemeint, bei denen die RespondentInnen nicht alle nötigen kognitiven Stufen des Antwortprozesses durchlaufen, welche für eine valide Antwort nötig wären. Der inhaltliche Rahmen in Form der Kontroll-Theorie wurde dabei weitgehend beliebig gewählt. Das Auswahlkriterium betraf einerseits die einfache Operationalisierbarkeit und die weitgehend abgesicherte Gültigkeit der Annahmen. Andererseits musste der inhaltliche Rahmen so gewählt werden, dass mit Einflüssen sozialer Wünschbarkeit zu rechnen ist. Sieben Items der Deutschen Selbstkontroll-Skala (Seipel 2004) mit den Subskalen temper und risk-seeking, Wünschbarkeitsskala bestehend aus 13 Items der deutschen Lügenskala (Ling 2004) und vier Items einer Kurzform der Crown-Marlowe Scale (Lück & Timaeus 2004), selbstberichtete Normabweichung bestehend aus zehn Items wie z. B. Konsum illegaler Drogen, Ladendiebstahl oder Vandalismus (Johnson et al. 2004). Das Erhebungsinstrument bestand aus insgesamt 52 Items (inklusive demografischer Fragen) mit konstanter Reihenfolge (Wünschbarkeitsskala – Normabweichung – Selbstkontrolle). Das Erhebungsinstrument bestand aus insgesamt 49 Items (inklusive demografischer Fragen). Die Frage nach der Anzahl der Sexualkontakte wurde als Frage 33 gestellt. Obwohl die Frage nicht explizit auf heterosexuelle Kontakte bezogen ist, wird dies vereinfacht angenommen. Es kann jedoch davon ausgegangen werden, dass homosexuelle Kontakte – insbesondere bei jüngeren Personen – für beide Geschlechter annähernd gleich verteilt sind (Butler 2005). Weiterhin ist anzumerken, dass durch die sehr allgemein gehaltene Frage die Möglichkeit besteht, dass Männer und Frauen unterschiedliche Definitionen von „Sexualkontakten“ zur Beantwortung heranziehen. Hinsichtlich der hier zentralen Frage der Mode-Unterschiede scheint es jedoch wenig wahrscheinlich, dass die Interpretation nach Erhebungsarten variiert. Es wurde auch eine alternative Analyse durchgeführt, bei der die Extremwerte mit der Ausprägung 40 ersetzt wurden. Die Ergebnisse werden davon nur unwesentlich beeinflusst.

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Joachim Gerich 7

Die Signifikanz der Genderdifferenzen wurden in den hier präsentierten Analysen generell anhand des t-test für unabhängige Stichproben berechnet. In Fällen signifikanter Varianzheterogenität wird die korrigierte Signifikanz berichtet. Als Effektstärke der Genderdifferenz kann einerseits die Korrelation nach Pearson verwendet werden, welche hier im Falle eines dichotomen unabhängigen Merkmals auch als Punkt-Biserale Korrelation bezeichnet wird (Nunnally 1978, 120). Die Signifikanz der Korrelation ist identisch mit der des gewöhnlichen t-tests. Alternativ wird die Effektstärke anhand Cohen’s d berichtet. Für den (hier zutreffenden) Fall gleichverteilter Ausprägungen des dichotomen Merkmals kann Cohen’s d auch aus der Korrelation durch d = 2 * r/(1 – r2)1/2 errechnet werden (Cohen 1988, 23).

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Albert Greinöcker

Albert Greinöcker

Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen Zusammenfassung Gegenstand des Artikels sind die Einflüsse visueller Effekte auf Befragte in Online-Studien. In einer vergleichenden Analyse werden Effekte von unterschiedlichen Aufbereitungen von Skalenfragen und Visuellen Analogskalen (VAS) dargestellt: In drei unabhängigen Studien wurden den Befragten sechs Steuerbzw. Kontrollelemente vorgelegt, um Einstellungen, Eindrücke bzw. Meinungen einzustufen. Dabei handelt es sich um einen Schieberegler (200 Skalenpunkte), eine VAS, bei der man für die Positionierung in eine durchgängige Fläche klicken muss (20 Skalenpunkte), ein Textfeld, in das eine Nummer einzugeben war, die einer Position auf der Skala entspricht, eine Dropdown-Liste, aus der die entsprechende Position auf der Skala auszuwählen ist, sowie RadioButtons und einfache HTML-Buttons ohne Beschriftung (je 10 Skalenpunkte). Untersucht werden Unterschiede im Ausfüllverhalten (Mittelwerte sowie Wahl von Extrempunkten auf der Skala bzw. Tendenz zur Mitte), Abbruch und Ausfülldauer. Zusätzlich wurde eine Evaluation am Ende jeder Befragung durchgeführt, um eine Einschätzung der Skalentypen von den Befragten zu erhalten.

Abstract The Application of Visual Analog Scales (VAS) in Online Surveys A lot of research has already been completed within the field of visual design effects on respondents in online surveys. However, in some cases these studies have produced contradictory findings. In this article the focus will be on experiments dealing mainly with Visual Analogue Scales (VAS) amongst other things. Three main studies with the same experimental design (to ensure that the effects are reproducible) were used and the interviewees were presented with 6 different scale types. Namely: a slider (200 scale points), a VAS, for which one must click on a continuous surface to position oneself on the scale (20 scale points), a text input field, for which one must enter a numeric value which corresponds to a position on the scale, a dropdown list, offering the possibility to select a certain position on the scale, as well as radio buttons and simple HTML buttons without labels (10 scale points each).

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Albert Greinöcker

A VAS is an instrument that tries to measure a characteristic or attitude that is believed to range across a continuum of values and is verbally anchored on each end („strongly agree“ vs. „strongly disagree“ as such anchors). In survey research, the use of VAS has been relatively rare, in part because of operational difficulties. Hence a detailed view of technical possibilities and pitfalls will be given. It will be examined whether differences in response behaviour as well as dropout and fillout duration can be found (by comparing mean values and a selection of extreme points on the scale). Additionally, the interviewees were asked to give an evaluation at the end of each questionnaire, to get an impression of the subjective attitude towards the different scale designs. To run these experiments, software was developed which focuses on providing good support for experimenting on web surveys.

1 Einleitung Mit der kontinuierlichen Zunahme des allgemeinen Zugangs zum Internet1 werden auch vermehrt Onlinebefragungen durchgeführt. Da sich nicht alle Erkenntnisse aus Paper&Pencil-Befragungen direkt auf die Erhebung im Internet übertragen lassen2 und die zusätzlichen Möglichkeiten3 auch neue Probleme mit sich bringen können, sind Untersuchungen von methodischen Aspekten dieses Modus besonders wichtig, um Datenqualität nicht auf Kosten ökonomischer oder zeitlicher Vorteile zu opfern. Es sind bis zum jetzigen Zeitpunkt bereits eine Menge an Experimenten, etwa zur visuellen Aufbereitung von Onlinebefragungen, durchgeführt worden, jedoch nur relativ wenige, die sich mit unterschiedlichen Eingabeformen für semantische Differentiale beschäftigen, wo auch Visuelle Analogskalen (VAS) eingesetzt werden. Darunter versteht man eine grafisch gestaltete Eingabemöglichkeit, mit deren Hilfe Einstellungen oder Bewertungen auf einer durchgängigen oder vielfach abgestuften Skala erhoben werden sollen. In der Regel sind die Pole dabei mit verbalen Ankern (z. B. „sehr gut“ bzw. „sehr schlecht“) versehen. Ein Grund für die bislang geringe Verbreitung könnte in der relativ aufwändigen technischen Umsetzung liegen. Ziel des vorliegenden Beitrages ist die Tauglichkeit von VAS für webbasierte Befragungen zu überprüfen, indem diese mit anderen Eingabeformaten bzw. Skalentypen verglichen werden. Weiters wird von zusätzlichen Effekten, die bei der Durchführung der Experimente aufgetreten sind, berichtet, aus denen sich Schlussfolgerungen für die Auswahl und Gestaltung von Skalentypen ableiten lassen. 132

Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen

Konkret sollen folgende Fragestellungen untersucht werden: Wirken sich unterschiedliche Skalentypen bzw. Eingabeformate auf das Antwortverhalten bei semantischen Differentialen aus? Lassen sich bei bestimmten Formen spezifische Antwortmuster feststellen, etwa dass manche Kategorien bei einem oder mehreren Skalentypen häufiger gewählt werden als bei anderen? Dabei soll auch untersucht werden, ob sich die Abbrecherrate bei den verwendeten Skalentypen unterscheidet, was auf unterschiedliche Belastung der Befragten hindeuten würde; diese soll zudem über die Ausfülldauer pro Frage kontrolliert werden. Schließlich werden die Ergebnisse dem subjektiven Empfinden der Befragten zur Handhabung der Skalentypen gegenübergestellt.

2 Beschreibung der Skalentypen Zunächst eine Kurzbeschreibung der im Experiment verwendeten Skalentypen bzw. Eingabeformate:4

2.1 Radio-Button-Skala [radio] Die Skala, die in Online-Befragungen nach wie vor wohl am meisten eingesetzt wird, besteht aus aneinander gereihten Radio-Buttons. Ein Nachteil der Radio-Buttons ist die relativ kleine Darstellung, die eine exakte Positionierung des Mauszeigers erfordert. In Welker (2005, 21) wird auch auf einen möglichen Einfluss des Schatteneffektes des Radio-Buttons hingewiesen. Dieser wird je nach Browser unterschiedlich dargestellt, was Befragte in eine bestimmte Richtung tendieren lassen könnte. abb01 Abbildung 1: Skalentyp radio

2.2 Button-Skala [button] Als Alternative zu den kleinen Radio-Buttons wurden größere Buttons in Form von Rechtecken gestaltet, die zueinander einen Abstand aufweisen 133

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und mit CSS5 aufbereitet wurden. Diese Buttons sind wie die Radio-Buttons einfache HTML-Elemente. Klickt man einen Button an, nimmt er eine andere Farbe (z. B. rot) an. abb02 Abbildung 2: Skalentyp button

2.3 Klickbare Skala ohne Abstände [click-VAS] Die Abstände zwischen den Buttons können auch weggelassen werden. Optisch entsteht eine durchgängige Fläche, die aus aneinander gereihten Bildern (Rechtecken) besteht (ebenso viele wie Skalenpunkte, hier 20; ein Skalenpunkt ist 5 Pixel breit). Beim Anklicken ändert sich die Farbe und zeigt so die gewählte Position. In den bereits durchgeführten Experimenten mit VAS deckt sich kein verwendeter Skalentyp mit dieser, der technologische Hintergrund ähnelt jedoch der VAS, die in allen Experimenten von Funke & Reips verwendet wurden.6 abb03 Abbildung 3: Skalentyp click-VAS

2.4 Schieberegler [slider-VAS] Während die click-VAS zwar wie eine durchgängige Skala aussieht, aber nur eine relativ geringe Zahl an Skalenpunkten ermöglicht, kommt der Schieberegler einer kontinuierlichen Skala deutlich näher. Das hier verwendete Steuerelement bietet 200 Skalenpunkte, wobei ein Skalenpunkt einem Pixel entspricht, was vom User als stufenlose Regelungsmöglichkeit wahrgenommen wird. Im Gegensatz zu den oben genannten Formen ist es notwendig, einen bestimmten Skalenwert als Startwert auszuwählen (Ausgangsposition: Schieberegler in der Mitte), er musste von den Befragten allerdings bewegt werden, um einen gültigen Wert zu liefern. Dieser Ansatz hatte ungünstige Nebeneffekte (siehe Ergebnisse unter „Antwortvertei134

Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen

lung“). Alternativ könnte der Schieberegler erst beim Klick auf die Linie eingeblendet werden (wie bei den Experimenten von Couper et al. 2006, die einen ansonsten ähnlichen Schieberegler verwendeten), was es aber den Befragten schwieriger macht, den Umgang mit dem Steuerelement zu verstehen. Technisch wurde die Umsetzung mit einem Java-Applet7 gelöst. abb04 Abbildung 4: Skalentyp slider-VAS

2.5 Textinput-Skala [text] Hier wurde ein einfaches Textfeld bereitgestellt, in das eine Zahl zwischen 1 und 108 einzugeben war. abb05 Abbildung 5: Skalentyp text

2.6 Dropdown-Skala [dropdown] Hier ist ein Wert zwischen 1 und 10 aus einer Dropdown-Liste auszuwählen. Wie bei der Textinput-Skala ist auch hier jeder wählbare Skalenwert als Zahl dargestellt, was bei den zuvor erläuterten Typen nicht der Fall ist. Als Initialzustand wird ein leerer Eintrag angezeigt, zudem ist im Vollbildmodus kein Scrollen notwendig, um alle Alternativen (also die Werte zwischen 1 und 10) sehen zu können. In anderen Experimenten wurden dennoch Probleme mit diesem Eingabeformat beobachtet (vgl. z. B. Healey 2007), was längere Antwortzeiten und eine höhere Beanspruchung der Befragten erwarten lassen. Abbildung 6: Skalentyp dropdown

135

Albert Greinöcker

Alle experimentellen Fragen wurden als Fragebatterien organisiert, wobei die Anzeige so gestaltet wurde, dass pro Bildschirmseite eine Fragebatterie erscheint („paging“ im Gegensatz zu „scrolling“, vgl. Peytchev 2006). Dadurch lässt sich das Befragtenverhalten besser beobachten, z. B. in Bezug auf die Zeitmessung und das Abbruch-Verhalten. Die Beantwortung aller Fragen war verpflichtend, und es wurde in keinem Fall eine Vorauswahl eingestellt, um zu verhindern, dass einfach die Voreinstellung als Antwort an den Server geschickt wird. Eine Ausnahme war slider-VAS, wo jedoch die Initialposition verändert werden musste, um einen gültigen Wert zu generieren. Weiters wurde beim Entwurf der einzelnen Aufbereitungen darauf geachtet, dass bei üblichen Bildschirmauflösungen die vollständige Skala sichtbar ist und ggf. die Abstände zwischen den einzelnen Skalen-Items identisch sind. Die Breite der gesamten Skala variiert, weil die einzelnen Steuerelemente unterschiedlich viel Platz benötigen. Für jeden Skalentyp wurde ein kurzer Beschreibungstext zu dessen Handhabung eingeblendet.

3 Terminologie Die Definition einer VAS ist in der Literatur teilweise widersprüchlich: Bei Funke & Reips (2007a, S. 70) fallen Schiebereglerskalen nicht darunter, weil wegen des breiten Schiebereglers Ungenauigkeiten entstehen können. In Couper et al. (2006) wird die Bezeichnung VAS jedoch genau für den in den Experimenten verwendeten Schieberegler verwendet. Weiters schränken Funke & Reips (2007a, S. 70) ein, dass nur Skalen als VAS bezeichnet werden sollen, die tatsächlich kontinuierliche Variablen messen und die Skala pixel-genau auslesen. Da ein Pixel, obwohl es die kleinste darstellbare Einheit am Bildschirm darstellt, doch ein diskreter Abtastwert ist, sind Zweifel an dieser Definition angebracht. Es ist unklar, wie ein tatsächlich kontinuierliches Messinstrument in Onlinebefragungen technisch realisiert werden kann. Aus diesem Grund bietet sich der Terminus „quasi-kontinuierlich“ für pixelgenaue Messungen an. Wichtig ist in jedem Fall, dass bei einer VAS verbale Anker nur an den beiden Polen gegeben sind und die Skala möglichst ein Kontinuum darstellt (also keine Zwischenräume zwischen den Skalenpunkten vorhanden sind und keine definierten Punkte erkennbar sind, auch nicht der Mittelpunkt). Eine mit VAS eng verwandte Skala ist die Grafische Rating-Skala (GRS), die jedoch verbale Beschreibungen an einzelnen Skalenpunkten hat (siehe Couper et al. 2006). 136

Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen

Für die gegenständlichen Experimente werden die Eigenschaften einer VAS wie folgt definiert: • Es gibt kein Feedback über die aktuelle Position am VAS; eine Ausnahme stellt die Initialposition im slider-VAS (in der Mitte) dar. • Es muss nicht auf Pixel genau gemessen werden. • Es dürfen jedoch keine Abstände zwischen den Skalenpunkten gegeben sein. • Beschriftungen an der Skala dürfen sich nur an den beiden Polen befinden. • Die Art der Bedienung (also „Klicken“ oder „Ziehen“) schränkt die Definition nicht ein. Radio und button werden in der Folge als „Button-Skala“ (angelehnt an Funke & Reips 2008), bezeichnet. Als Visuelle Analogskalen gelten clickVAS und slider-VAS.

4 Aktueller Forschungsstand In den letzten Jahren wurden bereits vereinzelt Experimente mit VAS in WebBefragungen durchgeführt. Couper et al. (2006) verglichen den Einsatz einer VAS mit der Eingabe mittels Radio-Buttons (20 bzw. 21 Skalenpunkte) und einer numerischen Eingabe in ein Textfeld (20 bzw. 21 Skalenpunkte). Die dort verwendete VAS war ein als Java-Applet implementierter Schieberegler, der dem hier verwendeten slider-VAS sehr ähnlich ist. Der Schieberegler war jedoch nicht von Anfang an sichtbar, sondern erst mit einem Klick auf die Skala. Die Eingabemöglichkeiten wurde noch variiert, z. B. mit der An- bzw. Abwesenheit von numerischem Feedback und eines Mittelpunktes. Walston et al. (2006) untersuchten die Unterschiede von Radio-Buttons, HTML-Buttons (je 5 Skalenpunkte) und einem grafischen Schieberegler (VAS) experimentell. Die dort verwendete VAS war eine vertikale Linie, auf der man einen Schieberegler positionieren konnte. Alle 3 Skalentypen hatten verbale Beschriftungen, auch die VAS, bei welcher man sich aber auch zwischen den beschrifteten Ankerpunkten positionieren konnte. Funke und Reips führten eine Reihe von Untersuchungen mit einer in Javascript implementierten VAS durch, wobei die Bewertung durch Klicken auf eine Linie gegeben wurde. Bei dieser VAS9 ist keine initiale Positionierung vorhanden. In Funke & Reips (2008) wurde unter anderem eine 5-teilige Radio-Button-Skala mit einer 250 Pixel breiten VAS verglichen. Dabei zeigte sich eine höhere „test-restest“-Reliabilität für VAS, was die Messung 137

Albert Greinöcker

mit VAS konsistenter erscheinen lässt (siehe auch Funke & Reips 2007b). Weiters wurden weniger Abbrecher beobachtet als bei der Radio-ButtonSkala, jedoch ein höherer Anteil an fehlenden Werten. Auch höhere Antwortzeiten für VAS wurden festgestellt. In Couper et al. (2004b) wurde ein Experiment mit Radio-Button, Dropdown-Liste und Select-Box durchgeführt. Bezüglich der Ausfülldauer konnten keine signifikanten Unterschiede nachgewiesen werden, jedoch zeigte sich, dass ein Primäreffekt bei SelectBoxen stärker ausgeprägt ist. Flynn et al. (2004) führten eine Paper&Pencil-Befragung durch, wo unterschiedliche Effekte des Einsatzes von 7-Punkt-Ratingskalen und VAS untersucht wurden. Als ein Ergebnis zeigte sich, dass im Ratingskalen-Format höhere Wertungen abgegeben wurden. Ähnliches wird in Funke & Reips (2008) berichtet. Da einige Untersuchungen mit VAS vor allem im medizinischen Bereich (z. B. um die Intensität von Schmerzen einschätzen zu lassen) im Einsatz in Paper&Pencil-Befragungen durchgeführt wurden, ist es für eine mögliche Umstellung auf eine Computer- bzw. Web-basierte Messung wichtig zu ermitteln, wie anfällig VAS bezüglich Modus-Effekte sind. In Gerich (2007) wird dies untersucht und festgestellt, dass geringere Modus-Effekte bei VAS im Vergleich zu einer 5-Punkt-Ratingskala zu verzeichnen sind. Das innovativste Experiment (mit mehr als 2000 Teilnehmern) findet sich in Lütters et al. (2007), wo eine neue Skala (so genannte „Sniperscale“) die Basis eines Experiments darstellte. Hier musste man mit einem Fadenkreuz auf Symbole auf der Skala zielen. Umgesetzt wurde diese Kontrolle mit Flash-Technologie. Diese wird mit einem Schieberegler, der in Java umgesetzt wurde, und mit einer klassischen Skala aus Radio-Buttons verglichen. Die höchste Dropout-Rate war hier bei der Verwendung der Radio-Buttons zu beobachten, gefolgt vom Schieberegler. Die „Sniperscale“ erzielte hier die besten Ergebnisse, auch wenn die längste Ausfülldauer zu verzeichnen war. Die besten Resultate bezüglich Ausfülldauer wurden unter Verwendung des Schiebereglers erzielt.

5 Fragestellung Die zentrale Fragestellung ist, ob und wenn ja: in welcher Weise die unterschiedliche gestalteten Eingabemöglichkeiten auch Unterschiede im Antwortverhalten generieren. Dies betrifft sowohl eine mögliche systematische Verzerrung der Antworten in eine bestimmte Richtung (d. h. Unterschiede in 138

Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen

den Mittelwerten) als auch das Auftreten spezifischer Antwortmuster (Tendenz zur Mitte oder zu den Extremen). Die zweite Fragestellung betrifft den Umgang der Befragten mit den Skalentypen. Als wichtiges Kriterium für die Akzeptanz der Befragten gegenüber einem bestimmten Steuerelement wird dabei der Aufwand betrachtet, der mit der Bedienung verbunden ist. Der geringste Aufwand (nämlich nur 1 Klick) kann bei den beiden Button-Skalen und der click-VAS verzeichnet werden, und es wird angenommen, dass die Belastung sinkt, je größer die zu treffenden Elemente und je kleiner die Abstände zwischen ihnen sind. Bei der slider-VAS ist ein „Ziehen“ notwendig, was eventuell mehr Geschick erfordert. Bei text kommt die Tastatur als zusätzliches Eingabegerät hinzu, bei dropdown ist ein erstes Klicken (um überhaupt erst die zu wählenden Alternativen zu sehen), gefolgt von einer Auswahl (Mausbewegung nach unten bzw. nach oben, entsprechend wie die Kontrolle angezeigt wird) notwendig. Bei den Skalentypen, die nicht dem Standard entsprechen, kommt noch der Aufwand, sich einzuarbeiten und deren Bedienung zu verstehen, hinzu. text, dropdown und radio sind Steuerelemente, die Befragte in dieser Form sowohl von ihrer alltäglichen „Weberfahrung“ als auch von Web-Befragungen her kennen, jedoch sind click-VAS, slider-VAS und in der verwendeten Form auch button speziell für diese Experimente entwickelt worden, was eine zusätzliche Belastung in Form von Erlernen der Bedienung der Kontrolle darstellt. Dieser Aufwand soll über drei verschiedene Indikatoren erhoben werden; zum einen über die Abbrecherquote, da anzunehmen ist, dass ein höherer Bedienungsaufwand mehr Abbrüche provoziert; zum anderen über eine Zeitmessung, die die benötigte Dauer je Frage misst, und schließlich die subjektive Einschätzung der Befragten über die Handhabung der Eingabeform.

6 Aufbau des Experiments Den Befragten wurde per Zufall ein bestimmter Skalentyp zur Beantwortung von semantischen Differentialen zugewiesen. Dieser blieb bei einer Person für die gesamte Befragung gleich. Die Auswahlwahrscheinlichkeiten der Skalentypen waren gleich verteilt. Da die Softwareanforderungen der Skalentypen unterschiedlich sind (alle Skalentypen außer text und dropdown benötigten Javascript; slider-VAS zusätzlich eine Java-Installation am Rechner des Befragten) wurde überprüft, ob Javascript bzw. Java aktiviert bzw. installiert ist. Falls dies nicht der Fall 139

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war, wurde solange zufällig ein Skalentyp zugewiesen, bis die technischen Vorbedingungen erfüllt waren. Dies war allerdings nur selten notwendig (z. B. tourism-Befragung: 1,3% bzw. 2,7% der Fälle). Im Sommer 2007 wurden drei unabhängige Studien mit identischem experimentellen Design durchgeführt, um zu sehen, ob gefundene Effekte reproduzierbar sind (in Klammern die Kurzbezeichnungen, die später bei der Analyse verwendet werden): Eine Befragung an der Universität Salzburg untersuchte das Reiseverhalten von Studierenden (tourism), eine zweite beschäftigte sich mit dem Re-Launch der Webseite der Universität Innsbruck (webpage). Für beide wurde die Zielgruppe per Email kontaktiert, die Zugangskontrolle erfolgte mit einem PIN. Eine dritte Befragung beschäftigt sich mit Snowboardmarken (snowboard), hierfür wurden Links auf den Fragebogen in einschlägigen Foren eingestellt. Es wurde versucht, alle gängigen Browser zu unterstützen und auch die visuelle Aufbereitung in den Browsern so ähnlich als möglich zu gestalten, um keine Verzerrungen durch unterschiedliche Darstellungen zu provozieren, zumal bekannt ist, dass die Präferenz für bestimmte Browser mit Personeneigenschaften verbunden ist (vgl. Funke & Reips 2005, ähnliche Verteilungen wurden auch hier festgestellt). Tabelle 1 zeigt einen Überblick über den allgemeinen Rücklauf mit absoluten Zahlen und die Anteile derer, die zumindest eine Frage ausgefüllt, und derer, die den Fragebogen komplett ausgefüllt haben. Tabelle 1: Überblick über den allgemeinen Rücklauf aller 3 Befragungen

Allgemeine Teilnahme Lurkers* zumindest eine Frage ausgefüllt Vollständig ausgefüllt

tourism

webpage

snowboard

1.262

1.538

402

148 (11,73%)

74 (4,81%)

107 (26,62%)

1.114 (88,27%) 1.464 (95,19%) 295 (73,38%) 761 (60,30%)

850 (55,27%)

176 (43,78%)

* Hier wurde nur der Fragebogen eingesehen, aber keine Frage beantwortet

Tabelle 2 zeigt die Verteilung der Skalentypen. In der Spalte Anteil sieht man den prozentuellen Anteil eines Skalentyps pro Befragung. Aufgrund technischer Probleme ist die Verteilung der Zuweisung der einzelnen Skalentypen zum Teil ungleich, insbesondere bei webpage. Unter abgebrochen kann 140

Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen

man den Anteil als auch die absolute Zahl der Abbrecher ablesen, in Spalte beendet die absolute Anzahl der Teilnehmer, die die Befragung komplett ausgefüllt haben. Aufgrund der geringen Fallzahlen bei der snowboard-Befragung muss diese Befragung bei der Darstellung der Ergebnisse teilweise ausgenommen werden. tab02 Tabelle 2: Verteilung der Experimentalbedingungen tourism Anteil

webpage

snowboard

abge- beendet brochen

Anteil

abge- beendet brochen

Anteil

abge- beendet brochen

radio

15,89%

40 (22,60%)

137

8,67%

35 (27,56%)

92

15,93%

15 (31,91%)

32

text

14,72%

55 (33,54%)

109

30,81%

237 (52,55%)

214

8,81%

16 (61,54%)

10

dropdown

16,61%

50 (27,03%)

135

33,67%

206 (41,78%)

287

17,29%

19 (37,25%)

32

button

17,41%

50 (25,77%)

144

8,40%

33 (26,83%)

90

20,34%

18 (30,00%)

42

click-VAS

14,36%

31 (19,38%)

129

9,08%

42 (31,58%)

91

17,97%

14 (26,42%)

39

slider-VAS

21,01%

127 (54,27%)

107

9,36%

61 (44,53%)

76

19,66%

37 (63,79%)

21

100%

353

761

100%

614

850

100%

119

176

gesamt

Neben den Antworten wurden Paradaten aufgezeichnet, um mögliche Probleme bzw. Seiteneffekte erkennen zu können.

7 Ergebnisse 7.1 Abbruch-Raten Von Interesse ist, ob ein bestimmter Skalentyp zu einer höheren AbbruchRate führt. Zur Darstellung werden Kaplan-Meier-Kurven verwendet, diese stellen Schätzungen der Wahrscheinlichkeit dar, dass bei einem Versuchsobjekt ein bestimmtes Ereignis innerhalb eines Zeitintervalls nicht eintritt (Abbildung 7). Die Werte auf der X-Achse stellen die experimentellen Variablen dar. Man sieht das bekannte Phänomen, dass am Anfang mehr Abbrüche vorkommen als im späteren Verlauf (vgl. Weichbold 2005, 221). Besonders deutlich fiel dies beim slider-VAS bei der ersten experimentellen Frage aus. 141

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Abbildung 7: Kaplan-Meier-Kurve für die tourism-Befragung

Dieses Ergebnis deckt sich mit denen von Couper et al. (2006, 237). Auch dort wird für die VAS von einer höheren Rate an Abbrechern, mehr fehlenden Daten und längeren Ausfüllzeiten berichtet. Auch wurde ein heaping-Effekt10 bei der Verwendung von VAS mit numerischem Feedback entdeckt. Als Grund für die höhere Rate an Abbrechern kommen technische Probleme in Frage. Obwohl die Installation von Java überprüft wurde, können diese nicht ausgeschlossen werden, da das korrekte Funktionieren mit der Installation noch nicht sichergestellt ist. Weiters kann man in Abbildung 7 erkennen, dass text in der tourism-Befragung eine höhere Dropout-Rate aufweist. Beste Ergebnisse werden für click-VAS und radio erzielt, gefolgt von button und dropdown, die in etwa gleich auf liegen. Ähnlich verhält es sich in der webpage-Befragung, mit dem Unterschied dass hier dropdown eine im Vergleich zur tourism-Befragung höhere Abbruchrate (relativ zu den anderen Skalentypen) aufweist (die snowboard-Befragung liefert hier identische Verhältnisse), also sind 142

Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen

hier die geringsten Abbruchraten bei radio, button und click-VAS zu verzeichnen. In der Literatur finden sich dazu widersprüchliche Ergebnisse. Heerwegh & Loosveldt (2002a) vergleichen Radio-Buttons und DropdownListen und berichten ähnliche Ergebnisse (wenn auch nicht statistisch signifikant). Auch in Walston et al. (2006) wird über eine höhere Abbruchrate bei VAS im Vergleich zu Radio- und HTML-Buttons berichtet. Im Gegensatz dazu berichten Funke & Reips (2008) von geringeren AbbruchRaten unter Verwendung von VAS im Vergleich zu einer „SchiebereglerSkala“ (allerdings mit Beschriftungspunkten auf der Skala) und Radio-Button-Skala. Es ist aber hier nochmals wichtig zu erwähnen, dass der hier verwendete VAS punkto Bedienung und Aussehen von slider-VAS und click-VAS abweicht. Aufgrund möglicher technischer Probleme sollte man generell vorsichtig bei der Auswahl von Technologien sein. Im Gegensatz dazu stehen allerdings die positiven Effekte bezüglich der Abbruchraten, die durch die aufwändig gestaltete „Sniperscale“, wie in Lütters et al. (2007) berichtet, im Vergleich zur Verwendung von einfachen Radio-Buttons und einer Schieberegler-Skala erzielt wurden. Aus technologischer Sicht muss man aber immer wieder damit rechnen, einen Teil der Befragten aufgrund nicht erfüllter technischer Bedingungen auszuschließen. Technologien, die über Javascript hinausgehen, sollten daher eher vermieden werden. Auch wenn Javascript nach wie vor bei einigen Befragten (z. B. bei der tourism-Befragung von 1,3%) deaktiviert ist, wird dieser Anteil wohl noch weiter zurückgehen. Zusätzlich steigt die Zahl der Bibliotheken und Technologien, die auf Javascript aufbauen, mit denen die Erzeugung von komplexen Eingabekontrollen wie VAS erleichtert wird. Zusätzlich kann man in der webpage-Befragung eine interessante Beobachtung machen: In Frage 12 wurde die Aufgabe gestellt, unterschiedliche Designs von Webseiten zu beurteilen. Zu diesem Zweck musste man auf eine Reihe von Links klicken, um die unterschiedlichen Darstellungen (als Bild) einzusehen, die in einem eigenen Fenster angezeigt wurden. Wenn nun also auch noch ein zusätzliches Eingabegerät, wie im Fall von text die Tastatur, notwendig für die Beantwortung ist, dann kann das zu viel an Belastung werden und die Wahrscheinlichkeit, dass Befragte aussteigen, steigt. Bei text ist bei dieser Frage die Abbruchrate 16,85%, im Vergleich zu durchschnittlich 8,86%.

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7.2 Bearbeitungszeit Neben einem Abbruch kann auch eine längere Bearbeitungszeit als ein Indiz für eine höhere Beanspruchung der Befragten gesehen werden. Die Messung der Bearbeitungszeit erfolgte clientseitig mittel Javascript, wodurch unterschiedliche Datentransferzeiten die Ergebnisse nicht verfälschen können (vgl. Heerwegh 2002, 2003). Um Ausreißer zu identifizieren und zu eliminieren, wurde eine robuste Regression gewählt, bei der für jede Zeitmessung ein Gewicht berechnet wird, welches im Regressionsmodell (mit den logarithmierten Zeiten als abhängige Variable und mit Fragebatterie und Skalentyp als unabhängige Variable) berücksichtigt wird.11 Unterschiede zwischen den Skalentypen wurden mit Tukey’s HSD-Test ermittelt). Es zeigt sich, dass button, click-VAS und radio eine schnelle Beantwortung ermöglichen und man mit dropdown und text tendenziell länger braucht. Dies deckt sich mit den in der Beschreibung der Skalentypen aufgelisteten Schritten, die für den Befragten notwendig sind, um zu antworten (radio, button und click-VAS benötigen nur einen Klick mit der Maus, bei den anderen Skalentypen sind mehr Schritte notwendig). Couper et al. (2006, 242) berichten diesbezüglich allerdings eine andere Reihenfolge: Die Zeiten, die insgesamt für die Beantwortung der experimentellen Fragen im Durchschnitt benötigt wurden, sind 170,6 (VAS), 124,8 (Radio-Buttons) und 153,8 (Textfeld) Sekunden, was die Differenz zwischen radio und text bestätigt. Die langsamen Antwortzeiten bei sliderVAS konnten nur in der webpage-Befragung bestätigt werden. Die Ergebnisse von Heerwegh & Loosveldt (2002a), einem Vergleich von Radio-Buttons und Dropdown-Listen, bestätigen diese Ergebnisse (wenngleich nicht statistisch signifikant). Um diese Unterschiede quantifizieren zu können, kann man Tabelle 3 die Mittelwerte der Unterschiede pro Unterfrage12 zum Gesamtmittelwert13 entnehmen. Zusätzlich sind noch die Mittelwerte der absoluten Dauer pro Unterfrage eingetragen, um die Differenzen zu den Mittelwerten besser einschätzen zu können. tab03 Es zeigt sich, etwa im Fall der ersten Befragung, dass bei dropdown und text beträchtlich länger pro Unterfrage für das Ausfüllen benötigt wurde als der Durchschnitt aus allen Skalentypen. Die unterschiedlichen Reaktionen in den einzelnen Befragungen lassen sich mit der Anzahl der Unterfragen in der ersten experimentellen Fragebatterie und dem damit verbundenen Lerneffekt erklären. Dieser trat bei Skalentypen, die nicht dem „Standard“ entsprechen, auf. Am stärksten zeigte sich dieser Effekt bei slider-VAS gefolgt von click-VAS und button. Dies deckt sich mit den Ergebnissen von Couper et al. (2006, 242). 144

Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen

Tabelle 3: Mittlere Antwortzeit nach Skalentypen in Millisekunden; Differenz zum jeweiligen Gesamtmittelwert tourism webpage snowboard absolut Differenz absolut Differenz absolut Differenz button dropdown slider-VAS click-VAS radio text

4.657,48 5.448,70 5.456,40 4.609,39 4.548,54 5.492,43

–380 522 240 –483 –348 582

5.561,52 6.239,08 6.363,46 5.634,53 5.182,34 6.342,48

–572 173 429 –203 –756 200

4.099,75 4.746,79 4.437,46 3.912,76 3.772,15 4.855,44

–129 484 311 –246 –486 979

Wenn man diese Ergebnisse betrachtet, liegt die Vermutung nahe, dass die Ausfülldauer mit der Abbruch-Rate in Zusammenhang steht. Höhere Antwortzeiten können als Indiz für eine höhere Belastung für die Befragten angesehen werden, was die höheren Abbruchraten erklären würde. In Funke & Reips (2008) findet man hingegen ein interessantes Gegenmodell, das besagt, dass höhere Antwortzeiten ein Indikator für tiefere kognitive Prozesse sein könnten. Dies kann aber aufgrund der existierenden Daten nicht entschieden werden.

7.3 Antwortverhalten – Mittelwerte Eine zentrale Frage betrifft das Antwortverhalten, also ob sich die Antworten je nach Skalentyp unterscheiden. Als erster Schritt wurde ein Vergleich der Mittelwerte durchgeführt. Um Vergleichbarkeit zu gewährleisten, wurden alle Antworten der unterschiedlichen Skalentypen mittels Panelnormalisierung14 auf gleiches Niveau gebracht (0–1). Jede Frage wurde gesondert betrachtet, Tabelle 4 enthält die Mittelwerte der einzelnen Skalentypen vom Mittelwert der jeweiligen Fragen für alle 3 Befragungen. Die 3 Fragen zur Nutzerbewertung am Ende der Befragung wurden von dieser Analyse ausgenommen. tab04 Wenn man die Mittelwerte der einzelnen Skalentypen betrachtet, kann man keine durchgängigen Tendenzen erkennen. In der tourism-Befragung hebt sich dropdown von den anderen Skalentypen mit Tendenz zum linken Pol ab, ähnliches lässt sich in der webpage-Befragung für slider-VAS mit Tendenz zum rechten Pol feststellen. Die Ergebnisse einer MANOVA von tourism und webpage bestätigten diese Beobachtungen und zeigen deutli145

Albert Greinöcker

Tabelle 4: Mittelwerte der experimentellen Fragen für alle 3 Befragungen

button dropdown slider-VAS click-VAS radio text

tourism

webpage

snowboard

0,572 0,536 0,558 0,548 0,566 0,546

0,405 0,380 0,421 0,413 0,386 0,378

0,528 0,519 0,529 0,506 0,546 0,493

chere Tendenzen: dropdown hatte zu allen anderen Skalentypen mit Ausnahme von text in beiden Befragungen (mit Ausnahme von radio, hier wurde ein sehr deutlicher Unterschied [p < 0,001] nur in der webpage-Befragung festgestellt) signifikante Unterschiede (p < 0,05) mit Tendenz zum linken Pol (hochsignifikante Unterschiede [p < 0,01] für click-VAS und button in beiden Befragungen). Auch text hebt sich mit gleicher Tendenz von button und radio (tourism) bzw. von click-VAS und slider-VAS (webpage) ab.

7.4 Antwortverteilungen Zusätzlich zu den Mittelwertsunterschieden ist auch die Frage von Interesse, ob bestimmte Kategorien bzw. Kategorienbereiche bei bestimmten Skalentypen häufiger gewählt werden. Am auffälligsten war, dass die Kategorie „5“ bei dropdown und text überrepräsentiert war. Diese beiden Skalentypen sind die einzigen, wo ein numerisches Feedback gegeben und dadurch die Kategorie „5“ von den Befragten fälschlicherweise oft als „Mitte“ angesehen wurde. In Couper et al. (2006, 241) wird von einem ähnlichen Effekt berichtet, der dort jedoch nur aufgetreten ist, wenn man eine Nummer eingeben musste, nicht aber bei Radio-Buttons mit numerischen Beschriftungen. Beim slider-VAS geht dieser Effekt in die entgegengesetzte Richtung, hier ist die Kategorie „5“ unterrepräsentiert (siehe Abbildung 8). Bei dropdown wurde vermehrt die Kategorie „10“ gewählt (zu Lasten der Kategorie „9“), ähnlich, wenn auch schwächer, die Kategorie „1“. Die Antwortverteilungen jener Skalentypen, die mehr als 10 Kategorien umfassen (click-VAS, slider-VAS) sollen gesondert betrachtet werden. Einen bemerkenswerten Effekt zeigt die Verteilung der slider-VAS (mit 200 Skalen146

Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen

punkten): Die Extremkategorien (also 1 und 200) sind stark überrepräsentiert (tourism: 4,97% bzw. 7,34%; webpage: 9,17% bzw. 2,81%; snowboard: 7,70% bzw. 9,22%; jeweils über alle Variablen). Im Bereich der Extreme findet offensichtlich keine Feinabstufung mehr statt. Ein solcher Effekt ist bei VAS bzw. Schieberegler-Skalen in Onlinebefragungen bislang nicht dokumentiert worden. Ebenfalls auffällig ist eine geringe Häufigkeit im mittleren Wertebereich des slider-VAS. Der Schieberegler musste aus der mittleren Anfangsposition bewegt werden, um einen gültigen Wert zu erzeugen. Offensichtlich wurde der Schieberegler nicht mehr zur Mittelposition zurückbewegt; es lässt sich auch erkennen, dass diese Initialbewegung eher in Leserichtung gemacht wurde. Ein ähnlicher Effekt wird auch von Couper et al. (2006) beim Vergleich von VAS mit Radio-Buttons und Texteingabefeldern berichtet, wo für VAS ein geringerer Anteil in den Mittelkategorien festgestellt wurde. Hingegen kann man bei click-VAS (20 Ausprägungen) den umgekehrten Effekt feststellen. Zwar zeigen sich auch hier an den beiden Rändern größere Häufigkeiten, aber auch eine deutliche Tendenz zur Mitte. Aufgrund der geraden Anzahl an Ausprägungen verfügt diese Skala nicht über eine Mittelkategorie, die Kategorien 10 und 11 weisen jedoch größere Häufigkeiten auf als ihre unmittelbaren Nachbarn. Bei den 10-teiligen Skalen wurde hingegen weder eine Tendenz zur Mitte noch eine (ausgeprägte) Tendenz zu den Extremen beobachtet (siehe Abbildung 8, S. 148). abb08

7.5 Nutzerbewertung Am Ende der Befragung wurde die Verständlichkeit bzw. einfache Bedienbarkeit der verwendeten Skalentypen erhoben. Die Befragten beantworteten diese Fragen mit dem ihnen am Anfang zugewiesenen Skalentyp. Auf die Frage „Wie sagt Ihnen das Design und die technische Aufbereitung dieses Fragebogens im Vergleich zu anderen Online-Fragebögen zu?“ wurden folgende semantische Differenziale zur Einschätzung vorgelegt: „eher langweilig“ (1) vs. „eher interessant“ (10) und „einfach zu bedienen“ (1) vs. „kompliziert zu bedienen“ (10). Im Fall der ersten Frage („langweilig vs. interessant“) fällt die Bewertung zu Gunsten der „nicht dem Standard entsprechenden“ Skalentypen aus. Reiht man die Mittelwerte der einzelnen Skalentypen für die webpage-Befragung absteigend15, liegen click-VAS und slider-VAS an der Spitze, gefolgt von button mit 6,40. Deutlich geringere Werte erhalten radio, text und dropdown. In der tourism-Befragung ist die Reihung ähnlich, nur dass hier button als interessantester Skalentyp eingestuft wurde (siehe Abbildung 9). In der 147

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Abbildung 8: Verteilung der unterschiedlichen Skalentypen mit unterschiedlicher Anzahl an Skalenpunkten

148

Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen

webpage-Befragung ergeben sich jeweils hochsignifikante Unterschiede (p < 0,01) zwischen den Gruppen click-VAS, slider-VAS und button vs. text und dropdown. Auch sind signifikante Unterschiede (p < 0,01) zwischen radio vs. click-VAS und radio- vs. slider-VAS zu verzeichnen.16 In den anderen Befragungen verhält es sich ähnlich, nur nicht so deutlich. Bei der zweiten Frage („einfach vs. kompliziert“) bilden die Skalentypen radio, click-VAS und button die Gruppe der als einfach zu bedienend eingestuften Kontrollelemente. Im Gegensatz dazu wurden slider-VAS und text im Vergleich als kompliziert eingestuft, dropdown rangiert im Mittelfeld. Die Unterschiede zwischen den Skalentypen in dieser Frage erreichen nur teilweise signifikantes Niveau (webpage: text vs. click-VAS und text vs. radio (je p < 0,01); tourism: radio vs. slider-VAS (p < 0,01). Ergebnisse der snowboard-Befragung werden für beide Evaluationsfragen wegen zu geringer Fallzahlen nicht berichtet. abb09 abb010 Abbildung 9: Liniendiagramm Gegenüberstellung „langweilig vs. interessant“ für alle 3 Befragungen

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Abbildung 10: Liniendiagramm Gegenüberstellung „einfach vs. kompliziert“ für alle 3 Befragungen

Es ist also durchaus zu überlegen, alternative Skalentypen zu erstellen und nicht auf die in HTML integrierten Möglichkeiten zurückzugreifen, um Interesse und Aufmerksamkeit der Befragten zu erhöhen. Die slider-VAS wurde in beiden Befragungen als am schwierigsten zu bedienen eingestuft, click-VAS hingegen als einfach, die Bedienbarkeit von VAS kann also nicht allgemein beurteilt werden, sondern muss anhand der konkreten Umsetzung und Art der Bedienung betrachtet werden. Hier spiegeln sich auch die sehr unterschiedlichen Ergebnisse wider, wie sie mit der von Funke & Reips verwendeten VAS im Vergleich zu dem in Couper et al. (2006) verwendeten Schieberegler, insbesondere in Bezug auf die Abbrecherrate festgestellt wurden.

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Der Einsatz visueller Analogskalen (VAS) in Online-Befragungen

8 Schlussfolgerungen und Ausblick Click-VAS zeigt in allen Untersuchungen auf allen Ebenen durchaus ähnliche Ergebnisse wie die beiden Button-Skalen. Daraus kann man schließen, dass die nicht vorhandenen Abstände keine Effekte auf das Befragtenverhalten haben. Daraus lässt sich auch ableiten, dass nichts gegen den Einsatz von VAS in dieser Gestaltungsform in Onlinebefragungen spricht, zumal dieser Typ in der Evaluationsfrage „interessant“ am Besten bewertet wurde. In der wichtigen Frage, ob das Antwortverhalten skalenabhängig ist, konnten keine eindeutigen (neuen) Erkenntnisse bezüglich der beiden VAS gewonnen werden. Die Antwortverteilungen zeigen gewisse Unterschiede, was den Schluss nahelegt, dass die Auswahl des Skalentyps nicht irrelevant ist. Es zeigen sich Variationen, die aber nicht durchgehend durch alle 3 Befragungen festzustellen sind. Weitere Untersuchungen erscheinen hier sinnvoll und notwendig. Insbesondere Experimente mit einem stärkeren Fokus auf VAS sind angesichts der noch inhomogenen Befunde angebracht. Zielführend wäre, VAS in unterschiedlichen Variationen mit etablierten Skalentypen (z. B. RadioButton-Skala) zu vergleichen. Da auch Onlinebefragungen sich modernen Technologien nicht verschließen sollten, sind Experimente mit diesen in der Anwendung in Befragungen notwendig. Hingegen muss die Verwendung von Java (wie z. B. hier slider-VAS) kritisch betrachtet werden, weil das korrekte Funktionieren von Java offensichtlich nicht vorausgesetzt werden kann; man sollte daher eher auf Javascript-basierte Lösungen setzen. In Couper et al. (2006, 243) wird erwähnt, dass der Einsatz von VAS sich am besten für Fragestellungen eignet, wo der Befragte auch in der Lage ist, feine Unterscheidungen zu treffen. Dies sollte bei der Auswahl des entsprechenden Skalentyps berücksichtigt werden. Gerade der inhaltliche Typ der Frage sollte bei zukünftigen Experimenten mehr in die Analyse mit einbezogen werden genauso wie eine Einschätzung, wie stark die Meinung des Befragten zum Thema der Frage ausgeprägt ist.

Software Im Rahmen der Untersuchungen ist eine Online-Befragungs-Software entstanden, die es aufgrund eines komfortablen Online-Editors ermöglicht, auch komplexe Befragungen zu erstellen. Zudem steht ein Server zur Verfügung, auf dem man kostenfrei Befragungen erstellen und durchführen kann. 151

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Es ist also keine eigene Installation notwendig, um die vielfältigen und für die Durchführung experimenteller Fragestellungen konzipierten Funktionen zu nutzen. Die Software wird kontinuierlich weiterentwickelt und kann im jetzigen Zustand bereits auf einen beträchtlichen Funktionsumfang verweisen: So werden eine große Anzahl an Fragetypen sowie unterschiedliche Rekrutierungs-Modi unterstützt; ein komfortabler WYSIWYG-Online-Editor lässt eine einfache Erstellung und Konfiguration von Fragebögen zu. Der Fragebogen kann als XML oder PDF exportiert werden, die Daten im Dateiformat CSV17, welches von jeder gängigen Statistiksoftware unterstützt wird. Zusätzlich werden noch zahlreiche Paradaten mitprotokolliert und beim Export der Daten zur Verfügung gestellt. Durch diese Punkte unterscheidet sich die Software von bestehenden freien Lösungen. Technologisch basiert die Software auf Java (Struts18), XML wird auf allen Ebenen eingesetzt. Für die Darstellung der Fragebögen wird XSLT verwendet. Die gesamte Software ist unter der Open-Source-Lizenz GPL („General Public License“) publiziert, was sicherstellen soll, dass sie für jeden Zweck genutzt, adaptiert als auch weiterverbreitet werden darf. Weitere Informationen können Greinöcker (2008) bzw. der Webseite http://www.survey4all.org entnommen werden.

Anmerkungen 1 2

3

4 5 6 7

152

Von 2004 bis 2008 ist der prozentuelle Anteil der Haushalte mit Internetzugang in Österreich von 44,6% auf 68,9% gewachsen (Statistik Austria 2008) Hierzu z. B. Couper & Coutts 2004, 227: „[. . .] lässt sich allerdings festhalten, dass noch offen ist, welche Design-Praktiken sich von traditionellen Befragungstechniken auf das Web übertragen lassen“. Eine Auflistung der neuen Möglichkeiten, die mit Web-basierten Befragungen entstehen, findet sich in Batinic 2003, 7. Zusätzlich sei noch die Möglichkeit, Paradaten (z. B.: Messen der Ausfülldauer pro Frage) aufzuzeichnen, genannt. In eckigen Klammern [] steht die im weiteren Text verwendete Kurzbezeichnung. Cascading Style Sheets: Im Fall der Verwendung mit HTML wird u. a. mit CSS festgelegt, wie bestimmte HTML-Elemente dargestellt werden sollen. Siehe dazu VASGenerator.NET, wo man sich entsprechende VAS generieren und in den Quellcode Einsicht nehmen kann, bzw. Reips & Funke (2007b) Das ist ein in der Programmiersprache Java implementiertes Computerprogramm, welches innerhalb eines Webbrowsers ausgeführt wird. Der Vorteil besteht in den umfangreicheren Möglichkeiten im Vergleich zu reinem HTML (auch unter Einsatz von Javascript). Ein Nachteil ist die technische Voraussetzung, dass ein entsprechendes Programm („virtual machine“) auf dem Rechner installiert und korrekt konfiguriert sein muss, sowie die benötigte Zeit, das Applet herunterzuladen und zu initiali-

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8 9 10 11

12 13 14 15 16 17 18

sieren (was sich aber im Fall des Schiebereglers aufgrund der geringen Dateigröße in Grenzen hält). Die Verbreitung von Java-Applets ist in den letzten Jahren zurückgegangen, eine alternative Technologie, um solche Schieberegler zu erstellen, wäre Flash, das allerdings auch den Nachteil von technischen Voraussetzungen hat. Mehr Informationen zu Effekten von numerischen Werten an den Antwortvorgaben finden sich in Fuchs (2003), 30 ff. als auch in Schwarz et al. (1991). VASGenerator.net. Wenn numerische Antworten aus einem größeren Bereich gegeben werden sollen wird oft gerundet, z. B. auf ein Vielfaches von 5 (vgl. Tourangeau et al. 2000). In der Literatur finden sich unterschiedliche Vorgehensweisen, Ausreißer zu finden: (1) absolute Grenzen einführen, siehe Heerwegh & Loosveldt (2002) und Healey (2007); (2) relative Grenzen verwenden, siehe Couper et al. (2006) oder (3) die Verwendung eines Intervalls Median +/– 2 * die Standardabweichung, siehe Heerwegh (2002). Es wurde die Dauer pro Fragebatterie durch die Anzahl der Unterfragen + 1 dividiert. Ausreißer wurden mit Hilfe der Gewichte (> 0,6), die man aus der robusten Regression erhalten hat, identifiziert und eliminiert. Vstand = (Vi – Vmin)/(Vmax – Vmin) Negative Werte bedeuten eine Tendenz zum unteren Pol (z. B. im Fall der ersten Frage „langweilig“), positive zum oberen Pol („interessant“). Es wurden die Antworten auf beide Fragen jeweils paarweise mittels Varianzanalyse und Tukey’s HSD-Test verglichen. „Comma Separated Values“, auch „Character Separated Values“. http://struts.apache.org.

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Jörg Blasius, Maurice Brandt

Jörg Blasius, Maurice Brandt

Repräsentativität in Online-Befragungen* Zusammenfassung Während die Stichproben der großen nationalen Face-to-face-Befragungen als repräsentativ für die gesamte Bevölkerung angesehen werden, gelten Online-Stichproben als verzerrt, insbesondere hinsichtlich Alter, Geschlecht und Bildung. Um diese Verzerrungen zu berücksichtigen, können die Stichproben gewichtet werden, um sie an die Allgemeinbevölkerung anzupassen. Bei Online-Umfragen muss dabei älteren Frauen mit niedriger Bildung ein sehr großes Gewicht zugewiesen werden, jungen Männern mit hoher Bildung ein sehr geringes. Anstatt die Daten nachträglich zu gewichten, wurde für die hier vorliegende Untersuchung in einem Online-Panel mit über 20.000 Teilnehmern eine geschichtete Zufallsstichprobe gezogen. Dabei hatten ältere Frauen mit relativ geringer Bildung eine sehr hohe Wahrscheinlichkeit in die Stichprobe zu gelangen, junge Männer mit hoher Bildung eine sehr geringe. Um einen Vergleich mit repräsentativen, face-to-face erhobenen Daten zu erhalten, wurden Fragen aus dem ALLBUS 2002 entnommen und die Ergebnisse der beiden Studien verglichen. Auf der Basis von jeweils gut 1.500 nach Alter, Geschlecht und Bildung vergleichbaren Fällen werden die Ergebnisse aus der Online-Befragung mit denen des ALLBUS verglichen.

Abstract Representativeness in Online Surveys While nationwide face-to-face conducted samples are regarded as representative for the total population, online-samples are regarded as biased, especially in terms of age, sex and education. To consider this bias, the data can be weighted in order to receive a representative sample. In case of online surveys, older women with low education receive a very high weight and young men with high education a very low one. Instead of weighting the data, for this study a stratified random sample was drawn out from over 20.000 participants of an online panel. Thereby, older women with relatively low formal education had a very high likelihood to enter the sample, young men with high education a very low one. To compare these data with representative, face-to-face conducted data, we used a set of questions from the German ALLBUS 2002. On the basis of more than 1.500 cases each that are equivalent in terms of age, sex and education, we compare the results of the two studies.

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Jörg Blasius, Maurice Brandt

1 Einleitung Die Vor- und Nachteile von Online-Befragungen gegenüber anderen Datenerhebungsmethoden wurden bereits ausführlich dokumentiert (Dillman 2000; Fricker & Schonlau 2002); verglichen mit Face-to-face-, telefonischen und schriftlichen Befragungen sind Online-Befragungen wesentlich preisgünstiger, schneller und unabhängig von Zeit und Raum durchführbar. Der Nachteil ist die Abhängigkeit von der Verfügbarkeit eines Computers bzw. des Zugangs zum Internet. Der starke Anstieg der Anzahl der Internetanschlüsse seit Mitte der 90er Jahre führte nicht nur zur Entstehung einer neuen Forschungsdisziplin innerhalb der empirischen Sozialforschung, sondern auch die Marktforschung erkannte die Online-Erhebung als neues und preisgünstiges Datenerhebungsverfahren. Während 1998 der Anteil der Online-Interviews nur 1% betrug, wurden 2002 nach Angaben des Arbeitskreises Deutscher Markt- und Sozialforschungsinstitute (ADM) bereits 5% aller Interviews online durchgeführt; im Jahr 2003 waren es 10%, 2004 16% und seit 2005 sind es über 20% (ADM 2008). Im Jahr 2007 liegt der Anteil der Online-Interviews mit 27% sogar erstmals über dem der Face-to-face-Interviews (26%, vgl. auch ADM 2008, 12), welche in den 70er Jahren noch als „Königsweg der Marktforschung“ (Reuband & Blasius 1996, 296) beschrieben wurden. Trotz der genannten Mängel hat sich die Online-Erhebung in den Bereichen der Praxis bereits durchgesetzt, bei denen es bezüglich der Repräsentativität keine Probleme zu geben scheint, z. B. bei Befragungen unter Studierenden, Firmenkunden und Berufsgruppen wie Ärzten und Wissenschaftlern, bei denen von einer Vollversorgung mit Internetanschlüssen ausgegangen werden kann. Entsprechend der ARD/ZDF-Online-Studie waren im Frühjahr 2008 42,7 Millionen Deutsche online (van Eimeren & Frees 2006), mit weiterhin stark steigender Tendenz. Dabei ist die Verteilung keinesfalls gleichmäßig über alle Bevölkerungsgruppen; so waren im Jahr 2006 von der männlichen Wohnbevölkerung 65,8% online, von der weiblichen 49,9%. Auch nach Alter gibt es deutliche Unterschiede: in der jüngsten der betrachteten Gruppen, den 14- bis 19-Jährigen, waren 96,1% online, von den ab 60-Jährigen nur 18,7%; für die anderen Gruppen gilt, dass mit zunehmendem Alter der Anteil der Onliner abnimmt (van Eimeren & Frees 2006, 404). Des Weiteren gibt es deutliche Unterschiede in Bezug auf Bildung und Einkommen: TNSEmnid (2007, 14 f.) zufolge sind von den Abiturienten und Hochschulabsolventen 82,0% online, von den Hauptschulabsolventen lediglich 42,0%, beim Haushaltsnettoeinkommen reicht die Spanne von 37,6% (unter … 1.000,–) bis 83,7% (über … 3.000,–). Diese deutlichen Unterschiede spie158

Repräsentativität in Online-Befragungen

geln sich auch bei anderen Bevölkerungsgruppen wider: Während einige Gruppen nahezu vollständig an das Internet angeschlossen sind und eine Befragung von Firmenkunden (Deutskens et al. 2006), Ärzten (El Menouar & Blasius 2005), Studierenden (Kwak & Radler 2002; Kaplowitz & Hadlock & Levine 2004) sowie anderen ausgewählten Zielgruppen (z. B. Benutzer von Online-Banking, Ebay-Kunden) problemlos sein sollte (zumindest wenn Mode-Effekte nicht berücksichtigt werden), sind andere Gruppen von einer Online-Befragung nahezu ausgeschlossen, z. B. ältere Frauen mit geringer schulischer Bildung. Bei einer derart ungleichen Verteilung des Zugangs zum Internet scheint es nahezu unmöglich zu sein, repräsentative Ergebnisse für die gesamte Bevölkerung zu erhalten – diese sind aber Voraussetzung für viele Studien. Das zentrale Problem der nicht vorhandenen Repräsentativität dürfte trotz der stetig steigenden Zahlen bei den Internetnutzern auch noch einige Jahre bestehen bleiben und damit die Frage, wie mit Online-Umfragen repräsentative Ergebnisse gewonnen werden können. Eine oft verwendete Möglichkeit ist, die Daten zu gewichten, so dass sie nach soziodemografischen Merkmalen wie Alter, Geschlecht und Bildung (z. B. Faas 2003a; Faas & Schoen 2006) oder auch nach Einstellungen (z. B. Schonlau et al. 2004; Loosveldt & Sonck 2008) repräsentativ sind. Durch Auf- und Abgewichtungen nach soziodemografischen Merkmalen kann es zu Unterschieden bei den Faktoren von über 100 kommen (Vehovar & Lozar Manfreda & Batagelj 1999; Faas 2003a), die schon aus theoretischen Überlegungen nicht sinnvoll sein können – mit welcher Berechtigung sollten die Einstellungen der einen Person das hundertfache Gewicht einer anderen bekommen? Während Gewichtungen normalerweise auf bereits erhobene Daten angewendet werden, um damit vorhandene Verzerrungen auszugleichen, wollen wir die Gewichtung vorwegnehmen und aus einem Online-Panel eine disproportionale Zufallsstichprobe ziehen. Bei dem verwendeten Panel handelt es sich um einen Pool von gut 20.000 Personen aus den alten Bundesländern, die im Rahmen von Befragungen zufällig ausgewählt wurden und die sich für Online-Befragungen zur Verfügung gestellt haben. Wie vermutlich die meisten Online-Panels ist auch dieses stark verzerrt: Junge und gut gebildete Männer sind weit überdurchschnittlich repräsentiert, ältere Frauen mit geringer Schulbildung so gut wie gar nicht. Jede einfache Zufallsstichprobe aus diesem Panel muss daher ebenfalls stark verzerrt sein. Da aber das Alter, das Geschlecht und der höchste Bildungsabschluss der Panelmitglieder bekannt sind und da diese Angaben auch für die Gesamtbevölkerung erhältlich sind, kann eine Stichprobe in Abhängigkeit von der zusammengesetzten Variablen Altersgruppe × Geschlecht × Schulabschluss 159

Jörg Blasius, Maurice Brandt

gezogen werden; eine ältere Frau mit einem einfachen Schulabschluss sollte dann eine sehr hohe Auswahlwahrscheinlichkeit haben, ein jüngerer Mann mit hoher Bildung eine sehr geringe. Sofern es während der Befragung nicht zu systematischen Ausfällen kommt, ist die Stichprobe nach den genannten soziodemografischen Merkmalen repräsentativ für die alten Bundesländer. Der Vorteil dieses Verfahrens liegt darin, dass keine Gewichtungen mehr vorgenommen werden müssen oder allenfalls solche, die im Umfang denen der großen Bevölkerungsumfragen entsprechen. Um unsere Ergebnisse mit anderen repräsentativen Daten vergleichen zu können, wurden einige Fragen aus dem ALLBUS 2002 übernommen.

2 Forschungsstand Stichproben der großen nationalen Face-to-face- oder telefonischen Befragungen wie dem sozio-ökonomischen Panel (SOEP) oder dem ALLBUS werden als repräsentativ für die gesamte Bevölkerung angesehen. Demgegenüber können Online-Stichproben derzeit allenfalls für Subgruppen der Bevölkerung als repräsentativ betrachtet werden, bezogen auf die Gesamtbevölkerung sind sie insbesondere hinsichtlich Alter, Geschlecht, Bildung und Einkommen stark verzerrt. Um diese Verzerrungen zu beseitigen, können die Daten von Online-Erhebungen nachgewichtet werden. Des Weiteren kann es bei selbst-selektiven Panels zu inhaltlichen Verzerrungen der Ergebnisse kommen, da z. B. die im Internet surfende 70-jährige Frau, die Mitglied im Panel ist, vermutlich nicht repräsentativ für ihre Alters- und Geschlechtszugehörigkeit ist (Göritz & Moser 2000). Eine andere Möglichkeit, um mit Online-Umfragen repräsentative Ergebnisse zu erhalten, ist die Ausstattung eines repräsentativen Samples von Haushalten mit Internet und Computer.

2.1 Ausstattung der Haushalte mit Online-Zugang Für den Aufbau eines repräsentativen Online-Panels hat die in den USA ansässige Firma „Knowledge Networks“ etwa 7.000 zufällig ausgewählte Personen mit einem PC und Internetzugang ausgestattet, die sich bereit erklären mussten, mehrmals im Jahr an Online-Umfragen teilzunehmen. Das deutsche Pendant zu diesem Ansatz ist das Omninet-Panel des Forsa-Instituts. Für dieses Panel wurden 10.000 bundesweit repräsentative Haushalte ausgewählt und mit einer Set-Top-Box ausgestattet, die mit dem Fernseher und dem Telefon verbunden ist. 160

Repräsentativität in Online-Befragungen

Ein Vorteil dieser Methode ist, dass alle Haushalte die gleiche Technikausstattung besitzen und daher eine Anpassung der Umfrage für verschiedene Browser- und Hardwareausstattungen nicht nötig ist (Couper et al. 2004). Ein weiterer Vorteil ist, dass der Online-Fragebogen direkt auf den Fernsehbildschirm ausgegeben werden kann, wobei Graphiken, Skalen, Videos und Animationen eingebunden werden können. Diese Art der OnlineBefragung ist jedoch mit erheblichem Aufwand verbunden, und die sehr hohen Anfangsinvestitionen dürften die Kostenvorteile von Online-Umfragen (Deutskens et al. 2006) relativieren. Ein weiterer Nachteil ist, dass die Probanden durch die häufigen Umfragen professionalisiert werden und sich Paneleffekte einstellen können. Ob diese Methode eine (marktwirtschaftliche) Zukunft hat, bleibt daher abzuwarten.

2.2 Gewichtung der erhobenen Daten Die Datenerhebung über das Internet kann auf verschiedene Arten erfolgen. Zusätzlich zu Verfahren der Selbstselektion über Banner oder mit Hilfe von Pop-up-Fenstern, bei denen nicht einmal die Repräsentativität für die Grundgesamtheit der Internetnutzer garantiert ist (z. B. Faas & Schoen 2006), werden so genannte Online-Access-Panels verwendet. Hierbei handelt es sich um einen Pool von Personen oder Haushalten, die in der Regel offline, z. B. am Ende einer Face-to-face- oder einer telefonischen Befragung, zur Teilnahme an Online-Befragungen aufgefordert wurden. Aus diesen Access-Panels werden meistens einfache Zufallsstichproben in einer Größenordnung gezogen, mit der die gewünschte Fallzahl erreicht werden kann. Aufgrund der nicht repräsentativen Verteilung der Internetanschlüsse sind sowohl das gesamte Online-Panel als auch daraus zu ziehende einfache Zufallsstichproben u. a. nach Alter, Geschlecht und Bildung stark verzerrt. Um die verzerrten Stichproben an die Verteilung der Allgemeinbevölkerung anzupassen, werden oft Gewichtungen vorgenommen, meistens in Bezug auf die soziodemografischen Merkmale (z. B. Bandilla & Bosnjak & Altdorfer 2003; Faas 2003 a, b; Faas & Schoen 2006), in einigen Fällen aber auch in Bezug auf Einstellungsmerkmale und andere Indikatoren (z. B. Schonlau et al. 2004, Kutsch 2007). Werden Gewichtungen in Bezug auf die soziodemografischen Merkmale vorgenommen, so können prinzipiell zwei Methoden unterschieden werden: Zum einen die getrennte Gewichtung nach den einzelnen Merkmalen; dabei sind die Gewichtungswerte zwar relativ gering, die stichprobenbedingten Verzerrungen werden aber nur rudimentär aufgehoben. Werden z. B. die älteren Altersgruppen hochgewichtet (bei 96,1% Onlinern der Altersgruppe 14 bis 19 Jahre und 18,7% in der Altersgruppe ab 60 161

Jörg Blasius, Maurice Brandt

Jahre wäre ein Gewichtungsverhältnis von etwa 1 zu 5 notwendig), wird nicht berücksichtigt, dass bei den Älteren im Online-Panel ein wesentlich höherer Anteil an Hochschulabsolventen vorhanden ist, als es bezogen auf die Gesamtbevölkerung in dieser Altersgruppe zu erwarten wäre (Ausnahme: die Haushalte wurden mit Computer oder Set-Top-Box und Netzzugang ausgestattet, s. Abschnitt 2.1). Wird eine multiple Gewichtung vorgenommen, so gibt es bei drei Bildungsgruppen, zwei Geschlechtern und fünf Altersgruppen bereits 30 Gewichtungsfaktoren, von denen einige sehr hoch sein dürften, z. B. ältere Frauen mit geringer formaler Bildung, andere sehr niedrig (vgl. auch die Auswahlwahrscheinlichkeiten in Tabelle 3, S. 167). Wenn in einer – erwartungsgemäß – sehr schwach besetzten Zelle überhaupt eine Person steht, dann wäre diese „repräsentativ“ für die gesamte Gruppe. Vehovar et al. (1999) zufolge liegen die maximalen Gewichte in Online-Befragungen generell über 100; um sie auf einen – ihrer Meinung nach eigentlich immer noch zu hohen – maximalen Wert von 25 zu reduzieren, schlagen sie die Zusammenfassung von Kategorien vor (Vehovar & Lozar Manfreda & Batagelj 1999, 965). Ähnliche Werte berichtet Faas (2003a, 130), seine benötigten Gewichtungsfaktoren (individuelle Gewichtung) liegen zwischen 0,053 und 7,061; während eine Person ein weit unterdurchschnittliches Gewicht erhält, bekommt eine andere ein weit überdurchschnittliches. Insgesamt betrachten die hier genannten Autoren die extrem hohen Nachgewichtungen bei OnlineUmfragen eher skeptisch. Um dieses Manko zu beheben, werden seit kurzer Zeit von den Panelanbietern auch geschichtete Stichproben angeboten; diese entsprechen im Idealfall der von uns gezogenen Stichprobe. Eine Alternative zu der Gewichtung mit soziodemografischen Merkmalen ist die Gewichtung nach Einstellungsmerkmalen und anderen Items, die in der Untersuchung erhoben wurden (Schonlau et al. 2004; Lee 2006; Kutsch 2007; Loosveldt & Sonck 2008). Um dieses Verfahren anzuwenden, werden mindestens zwei Studien benötigt (z. B. eine Online- und eine Face-to-faceErhebung), bei denen die gleichen Fragen gestellt wurden. Mit Hilfe der logistischen Regression kann ein Modell geschätzt werden, mit der auf der Basis der verwendeten Angaben (Einstellungen, Werte, aber auch sozio-demografische Merkmale) die Wahrscheinlichkeit geschätzt wird, mit der eine Person online oder face-to-face befragt wurde (zum Verfahren, Duffy et al. 2005). Zwar sind bei dieser Vorgehensweise die Gewichtungsfaktoren relativ klein, jedoch sollte es eine Theorie geben, nach welchen Einstellungsmerkmalen gewichtet wird. Die bisherigen Studien, in denen mit Hilfe derartiger Variablen gewichtet wurde, konnten für die Praxis ebenso wenig überzeugende Ergebnisse aufweisen wie die Gewichtung mit soziodemografischen Merkmalen. 162

Repräsentativität in Online-Befragungen

2.3 Mode-Effekte Aus Vergleichsuntersuchungen zwischen Face-to-face-, telefonischen und schriftlichen Befragungen sind so genannte Mode-Effekte bekannt (z. B. de Leeuw 1992; Reuband & Blasius 1996), also Effekte, die durch unterschiedliche Erhebungsformen verursacht werden. Dies betrifft zum einen unterschiedliche Ausschöpfungsquoten sowohl bei einzelnen Fragen als auch bei der generellen Antwortbereitschaft unterschiedlicher Bevölkerungsgruppen. Zum anderen können sich Mode-Effekte auch auf die inhaltlichen Ergebnisse auswirken, z. B. bei sensitiven Fragen wie zum Drogenkonsum oder zu anderen abweichenden Verhaltensweisen (Reuband & Blasius 1996). Um ModeEffekte zwischen schriftlichen und Online-Befragungen zu untersuchen, hat Descombe (2006) 338 15-jährige Schüler zu ihrem Gesundheitsverhalten befragt, davon 69 per webbasierten Fragebogen im Computerlabor der Schule und 269 per schriftlicher Befragung im Klassenzimmer. Bei der zufälligen Aufteilung in die Gruppen gab es keine signifikanten Unterschiede nach Geschlecht und ethnischer Zugehörigkeit. Descombe (2006, 252) fand lediglich bei einer von 23 Fragen signifikante Unterschiede, die nicht als zufällig interpretiert werden konnten, und zwar bei der Angabe, dass mehr als 20 Zigaretten in der Woche geraucht werden: Während sich kein(e) Schüler(in) bei der webbasierten Umfrage dazu bekannte, war es bei der schriftlichen Befragung jede(r) siebte. Zu einem ähnlichen Ergebnis kommen Lozar Manfreda und Vehovar (2002) in ihrer Befragung von Bildungsinstitutionen in Slowenien. Die Autoren kontaktierten nach einem Zufallsverfahren jeweils 200 Institutionen, um ihre Fragen postalisch bzw. über das Internet zu beantworten; auch sie finden keine auffälligen Unterschiede in den Ergebnissen. Um Modeeffekte zu untersuchen hätten wir zwei Stichproben aus dem Access-Panel ziehen müssen, von denen die eine online, die andere face-to-face oder schriftlich zu befragen wäre. Da keine starken Mode-Effekte zu erwarten sind, haben wir darauf verzichtet.

3 Empirische Untersuchung und Vorgehensweise Im Rahmen dieser Untersuchung soll geprüft werden, ob es möglich ist, eine repräsentative Stichprobe aus einem Online-Panel zu ziehen. Der Begriff „repräsentative Stichprobe“ ist hier nicht im Sinn der streng sozialwissenschaftlichen Methode gemeint, wobei jedes Element der Grundgesamtheit, zumindest potentiell, die Möglichkeit haben muss, in die Stichprobe einzu163

Jörg Blasius, Maurice Brandt

gehen. Dies ist von vornherein ausgeschlossen, da Personen ohne Internetzugang nicht in die Stichprobe gelangen können. Wenn nicht ausdrücklich erwähnt, wird „repräsentativ“ in dieser Studie verwendet, um die strukturelle Zusammensetzung der Stichprobe nach Altersgruppe × Geschlecht × Schulabschluss in Bezug auf die Grundgesamtheit (berechnet aus dem Mikrozensus, deutsche Wohnbevölkerung) zu bezeichnen. Die Bestimmung der nach Altersgruppen, Bildung und Geschlecht repräsentativen Anteile der Bevölkerung erfolgt auf der Basis des Mikrozensus. Da sich die Einstellungen in den neuen und alten Bundesländern zum Teil sehr stark unterscheiden und da diese Effekte nicht berücksichtigt werden sollen, beschränken wir uns auf die alten Bundesländer, und da in dem Online-Panel kaum jemand älter als 65 Jahre ist, beschränken wir uns auf die Gruppe der 18- bis 64-Jährigen. Des Weiteren begrenzen wir die Anzahl der Merkmalskombinationen für die Stichprobenziehung, da mit zunehmender Zellenanzahl die Wahrscheinlichkeit sinkt, die Zellen angemessen besetzen zu können. Als Vergleichsstichprobe wählen wir die Allgemeine Bevölkerungsumfrage Sozialwissenschaften (ALLBUS) 2002, die als eine der zentralen Studien in Deutschland angesehen werden kann. Fragen aus dieser Studie sollen in der geplanten Online-Erhebung repliziert werden, um die Ergebnisse der beiden Erhebungen vergleichen zu können. Die späteren Berechnungen erfolgen ausschließlich mit den ungewichteten Daten. Bei einem erwarteten Nettostichprobenumfang von etwa 1.600 Befragten (Anzahl der ALLBUS-Teilnehmer in den alten Bundesländern in der genannten Altersgruppe) können bei einer durchschnittlichen Zellenbesetzung von gut 30 Befragten etwa 50 Zellen berücksichtigt werden. Damit sollte es pro Zelle ausreichend Variation bei den Einstellungsmerkmalen geben, um keine zufälligen Ergebnisse zu produzieren. Das Online-Panel, aus welchem im Folgenden die Stichprobe gezogen wird, enthielt am Stichtag der Ziehung gut 20.000 Personen aus den alten Bundesländern, von denen das Alter, das Geschlecht und der Schulabschluss bekannt waren. Um die Standards von ADM und ASI (Arbeitsgemeinschaft sozialwissenschaftlicher Institute) einzuhalten, führt der Panel-Anbieter zweimal pro Jahr „. . . eine große Internetbefragung unter ca. 40.000 Teilnehmern durch. Die Befragten werden als n-te Besucher auf verschiedenen Seiten im Internet (diese Seiten unterscheiden sich stark im Zielpublikum) durch aktive Pop-up-Ansprache zur Internetbefragung gewonnen. Bei Interesse an weiteren Befragungen werden die Teilnehmer zunächst legitimiert und danach per Email zur Registrierung ins Panel eingeladen. In der Phase der Legitimation werden die Postadressen auf ihre Existenz überprüft. . . . Innerhalb des Panel prüft eine Software die Einmaligkeit der Panelisten anhand 164

Repräsentativität in Online-Befragungen

der Namen und verifizierten Adressen.“ (von Heesen & Hellwig). Wie vermutlich in allen derartigen Online-Panels gibt es auch in diesem eine starke Überrepräsentation von Männern, jungen Personen und Bessergebildeten. In Tabelle 1 sind die Randsummen für diese Merkmale wiedergegeben, als Vergleichswerte sind die des Mikrozensus aufgeführt. Dabei wird u. a. ersichtlich, dass der Anteil der Männer in den alten Bundesländern in der Altersgruppe 18- bis 64 Jahre bei 50,5% liegt, im Panel sind es jedoch 58,2%. Tabelle 1: Soziodemografische Verteilung im Online-Panel und Mikrozensus 2002, alte Bundesländer 18 bis 64 Jahre, Angaben in Prozent

Geschlecht Männlich Weiblich N

Schulkategorie Kein/Haupt-/Volksschule Realschule/Polytechnische Fach-/Hochschulreife/Abitur N

Altersgruppen 18 bis 24 Jahre 25 bis 29 Jahre 30 bis 34 Jahre 35 bis 39 Jahre 40 bis 44 Jahre 45 bis 49 Jahre 50 bis 54 Jahre 55 bis 59 Jahre 60 bis 64 Jahre N

Online-Panel

Mikrozensus

58,2 41,8

50,5 49,5

21.112 16,2 36,6 47,1

48,0 26,3 25,7

20.921 15,0 18,3 16,6 17,6 12,1 8,7 5,8 4,1 1,7

10,7 8,8 12,1 13,8 12,7 11,3 10,5 8,9 11,1

20.413

Da die Quotierung simultan für alle drei Merkmale erfolgen soll, wird im Folgenden die drei-dimensionale Kontingenztabelle aus Alter (9 Kategorien), Geschlecht und allgemeiner Schulbildung (3 Kategorien) gebildet, diese Tabelle 165

Jörg Blasius, Maurice Brandt

hat insgesamt 54 Zellen (Tabelle 2). Aus Tabelle 2 wird u. a. ersichtlich, dass nur wenige ältere Frauen mit geringer Schulbildung im Online-Panel vertreten sind, hingegen sehr viele jüngere Personen (Männer und Frauen) mit hoher Schulbildung. Wird aus diesem Datensatz eine einfache Zufallsstichprobe gezogen, so kann sie nur stark verzerrt sein, Frauen ab 60 Jahre werden so gut wie nicht vertreten sein (und müssten für die Analyse ein entsprechend hohes Gewicht erhalten), Männer zwischen 25 und 40 mit hoher Bildung sehr oft (sie würden deshalb ein sehr niedriges Gewicht erhalten). Tabelle 2: Darstellung der Anzahl der Personen im Online-Panel nach Alter, Geschlecht und Bildung (N = 20.230) Bildung/Alter 18–24 25–29 30–34 35–39 40–44 45–49 50–54 55–59 60–64 Gesamt

Männlich Niedrig1 Mittel2 Hoch3

Weiblich Niedrig1 Mittel2 Hoch3

197 124 188 322 315 253 230 182 80

564 496 552 697 608 410 251 195 106

645 1.216 1.058 1.018 705 517 388 259 114

224 193 203 217 116 109 71 51 8

678 672 650 695 418 270 123 89 23

716 1.012 704 620 301 199 113 49 16

1.891

3.879

5.920

1.192

3.618

3.730

1 Kein Schulabschluss/Haupt-/Volksschulabschluss 2 Realschulabschluss/Polytechnische Oberschule 3 Fachhochschule/Hochschulreife/Abitur

Aus Tabelle 2 soll eine Zufallsstichprobe gezogen werden, in der jede Zelle entsprechend ihres Anteils an der Gesamtbevölkerung vertreten ist. Auf der Basis des Mikrozensus werden die Anteile für jede der 54 Zellen bestimmt, um damit eine nach den drei ausgewählten soziodemografischen Merkmalen repräsentative Stichprobe zu erhalten. Sollen insgesamt etwa 1.600 Panelteilnehmer befragt werden und ist aus den bisherigen Erfahrungen mit dem verwendeten Panel mit einer Ausschöpfungsquote von knapp 60% zu rechnen, so müssen etwa 2.800 Personen zur Teilnahme aufgefordert werden.1 Aus dem Verhältnis von vorhandenen Panel-Teilnehmern in den einzelnen Zellen und den benötigten Zielpersonen werden die Wahrschein166

Repräsentativität in Online-Befragungen

lichkeiten bestimmt, mit der die Personen aus den einzelnen Zellen gezogen werden müssen. Für die 18- bis 24-jährigen Männer mit hoher Bildung ergibt sich eine Wahrscheinlichkeit von knapp 7% Mitglied der Stichprobe zu werden, für die 60- bis 64-jährigen Frauen mit mittlerer Bildung von über 130% (Tabelle 3). tab03 Tabelle 3: Auswahlwahrscheinlichkeit der einzelnen Person aus der jeweiligen Zelle für eine Stichprobe aus der Auswahlgesamtheit (N = 2.828 aus 20.230), Angaben in Prozent Männlich Bildung/Alter

Niedrig1 Mittel2

Weiblich Hoch3

Niedrig1 Mittel2

Hoch3

18–24 25–29 30–34 35–39 40–44 45–49 50–54 55–59 60–64

30,9 36,6 36,6 26,9 27,9 33,1 38,0 43,7 135,8

8,5 6,8 8,2 7,2 6,9 7,9 10,3 11,1 21,7

6,9 3,8 5,6 6,2 7,4 8,5 9,0 10,4 22,1

19,1 19,8 26,9 31,7 64,2 75,5 130,9 158,3 1.437,3

8,1 6,1 9,6 9,8 14,0 16,2 27,3 32,3 130,4

7,3 4,5 7,4 8,9 14,4 16,4 19,3 30,8 78,9

Gesamt

37,5

8,3

6,7

54,5

11,6

8,8

1 Kein Schulabschluss/Haupt-/Volksschulabschluss 2 Realschulabschluss/Polytechnische Oberschule 3 Fachhochschule/Hochschulreife/Abitur

Anhand von Tabelle 3 wird ersichtlich, dass es bei den Frauen ab 50 Jahren mit niedriger Schulbildung sowie bei den Frauen zwischen 60 und 64 Jahren mit mittlerer Schulbildung und bei den Männern in der gleichen Altersgruppe mit niedriger Schulbildung nicht einmal ausreichend Personen gibt, um die jeweils benötigte Bruttostichprobe zu erhalten. Aus diesem Grund werden die späteren Auswertungen zum großen Teil auf die Altersgruppe der 18- bis 49-Jährigen beschränkt. Wird eine geschichtete Stichprobe nach diesen drei Merkmalen (und in diesen Kategorisierungen) gezogen, so kann auch diese allenfalls für die Gruppe der 18- bis 49-Jährigen repräsentativ sein. Im Idealfall – es werden u. a. 3 von 4 Frauen in der Altersgruppe der 45–49-Jährigen mit niedriger Schulbildung zur Teilnahme aufgefordert – wäre diese Stichprobe mit der von uns gezogenen identisch. 167

Jörg Blasius, Maurice Brandt

Um die Online-Befragung mit der Offline-Befragung vergleichen zu können, müssen die Fragen identisch sein. Dafür wurden aus dem ALLBUS 2002, welcher als CAPI-Umfrage zwischen Februar und August 2002 im Feld war (Blohm et al. 2003), neun Fragen zur Einstellung zur „Gesellschaft“ übernommen. Des Weiteren wurden die demografischen Merkmale Haushaltsgröße, Familienstand, Religionszugehörigkeit, Schichteinstufung, Berufstätigkeit und Einkommen berücksichtigt, hinzu kamen die Links-rechtsEinstufung des Befragten und die Sonntagsfrage. Bei der visuellen Gestaltung des Fragebogens wurden die Regeln von Dillman (2000) beachtet, so dass mit möglichst wenigen Abbrüchen zu rechnen war.

5 Ergebnisse Von den 2.828 Personen, die theoretisch angeschrieben werden müssten, konnten nur 2.638 aus dem Panel gezogen werden, da in fünf Zellen die Bruttostichprobe geringer war als die Anzahl der zu Befragenden. Die insgesamt 190 Personen, die zwar gezogen werden müssten, im Panel aber nicht vorhanden sind, wurden aus softwaretechnischen Gründen proportional den anderen Zellen zugeordnet. Damit kann die Stichprobe – theoretisch gesehen – nur noch für die bis 49-Jährigen repräsentativ sein. Von den 2.828 angeschriebenen Personen haben insgesamt 1.863 (= 65,9%) an der Befragung teilgenommen; diese fand im Juli 2004 statt. Die Stichprobenausschöpfung schwankt in den Randsummen zwischen 57,6% (Frauen mit niedriger Bildung) und 72,2% (Frauen mit hoher Bildung); bezogen auf die Männer in den gleichen Bildungsgruppen sowie auf das Alter sind die Unterschiede geringer. Insgesamt ist die Ausschöpfungsquote bei den Männern und insbesondere bei den Frauen mit niedriger Bildung relativ niedrig; d. h., diese Personengruppen sind nicht nur im Panel deutlich unterrepräsentiert, sondern sie verweigern auch noch überdurchschnittlich oft. Ein derartiger Bias ist aber auch aus anderen Untersuchungen mit anderen Erhebungsmethoden bekannt.

5.1 Soziodemografische Merkmale Im ersten Analyseschritt werden die soziodemografischen Angaben des Mikrozensus mit den Daten des ALLBUS 2002 und jenen der geschichteten Stichprobe aus dem Online-Panel verglichen. In Tabelle 4 sind die Merk168

Repräsentativität in Online-Befragungen

Tabelle 4: Soziodemographie von Mikrozensus, ALLBUS 2002 und geschichteter Stichprobe des Online-Panels im Vergleich, Angaben in Prozent 18 bis 64 Jahre

Geschlecht Männlich Weiblich

Mikrozensus

ALLBUS

Online

Mikrozensus

ALLBUS

Online

50,5 49,5

49,5 50,5

53,9 46,1

50,6 49,4

50,9 49,1

51,8 48,2

1.5811

1.8631

1.1154

1.3964

48,0

36,6

31,7

40,4

28,2

28,5

26,3

29,0

30,5

29,6

32,0

30,5

25,7

34,4

37,9

30,0

39,8

41,0

1.5462

1.7782

1.0835

1.3445

13,0 8,7 11,1 15,6 11,8 10,2 10,5 10,5 8,5

10,5 10,7 13,7 14,8 13,7 11,5 10,2 8,3 6,6

18,5 12,4 15,7 22,2 16,8 14,5

14,0 14,3 18,3 19,8 18,3 15,3

1.5813

1.863

N

Schulkategorie Keine/Haupt-/ Volksschule Realschule/ Polytechnische Fach-/Hochschulreife/Abitur N

Altersgruppen 18 bis 24 Jahre 25 bis 29 Jahre 30 bis 34 Jahre 35 bis 39 Jahre 40 bis 44 Jahre 45 bis 49 Jahre 50 bis 54 Jahre 55 bis 59 Jahre 60 bis 64 Jahre N

18 bis 49 Jahre

10,7 8,8 12,1 13,8 12,7 11,3 10,5 8,9 11,1

15,4 12,7 17,4 19,9 18,2 16,2

3

1.115

6

1.396

6

1 χ² = 6,9 mit df = 1; p < 0,01; Cramers V = 0,05 2 χ² = 9,3 mit df = 2; p < 0,05; Cramers V = 0,05 3 χ² = 25,8 mit df = 8; p < 0,001; Cramers V = 0,09 4 χ² = 0,2 mit df = 1; n. s. 5 χ² = 0,7 mit df = 2; n. s. 6 χ² = 14,9 mit df = 5; p < 0,05; Cramers V = 0,08

male Alter, Geschlecht und Bildung für die drei Datenquellen wiedergegeben; der Vergleich basiert sowohl auf der Gruppe der 18- bis 64-Jährigen als auch auf jener der 18- bis 49-Jährigen. Es sei angemerkt, dass die Angaben 169

Jörg Blasius, Maurice Brandt

für die soziodemografischen Merkmale aus dem Panel nicht exakt mit denen aus der durchgeführten Befragung übereinstimmen2; als Basis für die nachfolgenden Tabellen wurden ausschließlich die Angaben aus der Befragung gewählt, das Vorwissen aus den Panelinformationen wird nicht weiter verwendet. Dies gilt auch dann, wenn der/die Befragte in der Befragung bei einer Frage keine Angaben gemacht hat; so wurde die Frage nach dem höchsten Schulabschluss nur von 1.778 der 1.863 Befragten beantwortet, die verbleibenden 4,6% werden als „fehlend“ eingestuft. tab04 Auf der Basis des Mikrozensus gibt es in den alten Bundesländern bei den 18- bis 64-Jährigen 50,5% Männer und 49,5% Frauen, beim ALLBUS sind es 49,5% Männer und 50,5% Frauen und in der Online-Stichprobe sind es 53,9% Männer und 46,1% Frauen. Die Abweichungen zwischen den ALLBUS-Daten und jenen der Online-Befragung sind zwar relativ schwach, aber statistisch signifikant (χ2 = 6,9 mit df = 1; p < 0,01, Cramers V (CV) = 0,05); diese Abweichungen resultieren aus der nicht-repräsentativen Besetzung der 50–64-jährigen Frauen. Werden nur die Daten für die 18- bis 49-Jährigen verglichen, so sind die Unterschiede nicht signifikant (χ2 = 0,2 mit df = 1), die Abweichungen vom Mikrozensus sind für beide Befragungen marginal. Bei den Bildungsabschlüssen gibt es ebenfalls keine Unterschiede zwischen ALLBUS und Online-Daten in der Gruppe der bis 49-Jährigen (χ2 = 0,7 mit df = 2), aber bei beiden Befragungen sind die Hauptschüler – erwartungsgemäß – unterrepräsentiert. Bezogen auf das Alter unterscheiden sich bei den 18- bis 49-Jährigen ALLBUS-, Online- und Mikrozensus-Daten nur marginal, bei den 60- bis 64-Jährigen sind die Online-Befragten erwartungsgemäß unterrepräsentiert. Damit ist gezeigt, dass die Online-Stichprobe in der Altersgruppe der 18–49-Jährigen zumindest auf der univariaten Ebene der soziodemografischen Merkmale eine ähnliche Verteilung wie der ALLBUS hat.

5.2 Merkmale der Personen Zusätzlich zu dem Geschlecht, dem Bildungsabschluss und dem Alter wurden weitere soziodemografische Merkmale abgefragt; wir betrachten im Folgenden die Anzahl der Personen im Haushalt, den Familienstand, die Konfessionszugehörigkeit und die Kirchgangshäufigkeit. Diese Merkmale sind für beide Datensätze in Tabelle 5 wiedergegeben. Bei der Anzahl der Haushaltspersonen besteht ein hochsignifikanter Unterschied (χ2 = 34,1 mit df = 4; p < 0,001; CV = 0,12), wobei Ein- und Zwei-Personen-Haushalte in 170

Repräsentativität in Online-Befragungen

der Online-Stichprobe überrepräsentiert sind, Haushalte mit vier und mehr Personen sind unterrepräsentiert. Die durchschnittliche Haushaltsgröße liegt beim Mikrozensus und beim ALLBUS in dieser Altersgruppe bei 3 Personen, in der Online-Stichprobe bei 2,7 Personen; insgesamt liegen die Werte des ALLBUS deutlich dichter an denen des Mikrozensus als die der Online-Befragung. tab05 Tabelle 5: Prozentwertvergleich und ²-Test für die Strukturvariablen, Angaben in Prozent ALLBUS

Online

Insgesamt

Mikrozensus

Haushaltspersonen1 Lebe allein 2 Personen 3 Personen 4 Personen 5 Personen und mehr

16,6 22,2 22,2 25,5 13,5

19,9 29,0 22,1 19,7 9,2

18,4 26,0 22,2 22,3 11,1

16,4 21,9 23.8 26,0 11,9

Anzahl

1.115

1.384

2.499

Familienstand2 Verheiratet und leben mit Ehepartner zusammen Verheiratet und leben getrennt Verwitwet Geschieden Ledig

51,3 2,2 0,6 6,6 39,2

43,1 4,3 0,5 9,3 42,8

46,8 3,4 0,6 8,1 41,2

Anzahl

1.114

1.384

2.498

35,3 1,5 38,6

30,9 2,6 31,7

32,8 2,1 34,8

18 bis 49 Jahre

Konfession3 Evangelische Kirche Evangelische Freikirche Römisch-katholische Kirche Andere christliche Religionsgemeinschaft Andere nicht-christliche Religionsgemeinschaft Keine Religionsgemeinschaft

2,2

1,7

1,9

4,7 17,7

1,6 31,5

3,0 25,4

Anzahl

1.108

1.383

2.491

52,1 2,3 0,6 5,8 39,2

171

Jörg Blasius, Maurice Brandt

Kirchgangshäufigkeit4 Nie Seltener Mehrmals im Jahr Ein- bis dreimal im Monat Einmal in der Woche Mehr als einmal in der Woche

28,3 34,9 19,4 9,0 6,2 2,2

35,7 45,1 13,4 3,0 2,1 0,7

32,4 40,5 16,1 5,6 3,9 1,4

Anzahl

1.113

1.383

2.496

1 χ² = 2 χ² = 3 χ² = 4 χ² =

34,1 mit 24,5 mit 82,5 mit 117,6 mit

df df df df

= = = =

4; 4; 5; 5;

p< p< p< p<

0,001; 0,001; 0,001; 0,001;

Cramers Cramers Cramers Cramers

V= V= V= V=

0,12 0,10 0,18 0,22

Die Unterschiede im Familienstand zwischen ALLBUS und der geschichteten Stichprobe im Online-Panel sind ebenfalls hochsignifikant. In der Stichprobe der Online-Befragung sind relativ wenige Verheiratete, die mit ihrem Ehepartner zusammen leben, dafür relativ viele Geschiedene und Ledige. Auch bezogen auf den Familienstand sind die Abweichungen von den Werten des Mikrozensus wesentlich geringer als die der Online-Befragung. Bei der Konfession sind die Unterschiede zwischen ALLBUS und Online hochsignifikant, hier sind die Konfessionslosen in der Online-Stichprobe deutlich überrepräsentiert. Noch etwas deutlichere Unterschiede gibt es bei der Kirchgangshäufigkeit, nur etwa 6% der Online-Befragten gehen mindestens einmal pro Monat in die Kirche, aber über 17% der ALLBUS-Teilnehmer; für diese beiden Variablen gibt es keine Vergleichsdaten beim Mikrozensus. Obwohl Alter, Geschlecht und Bildung in beiden Umfragen ähnlich verteilt sind, unterscheiden sich die Befragten des Online-Panels von denen des ALLBUS relativ deutlich bezüglich der Anzahl der Personen im Haushalt, des Familienstandes, der Konfessionszugehörigkeit und der Kirchgangshäufigkeit. Diese Unterschiede sind ein erster Beleg dafür, dass die Repräsentativität in den zentralen soziodemografischen Merkmalen nicht ausreichend ist, um von einer Repräsentativität der Gesamtbevölkerung zu sprechen.

5.3 Einstellungen zur Gesellschaft Für den Vergleich von Einstellungen in den beiden Umfragen wird das Fragenmodul „Gesellschaft“ verwendet, welches insgesamt neun Items enthält. Gefragt wurde, wie gerne eine Person in einer bestimmten Gesellschaft leben würde, z. B.: „Wie gerne möchten Sie in einer Gesellschaft leben, die 172

Repräsentativität in Online-Befragungen

Wert darauf legt, dass die Menschen Fleiß und Leistung zeigen?“ Vorgegeben wurden 10-Punkte-Skalen von 1 (= überhaupt nicht gerne) bis 10 (= sehr gerne). In Tabelle 6 sind für die beiden Stichproben die Mittelwerte der einzelnen Variablen zum Thema „Gesellschaft“ und die zentralen Koeffizienten der ANOVA-Statistik wiedergeben. Während in beiden Stichproben allgemeine gesellschaftliche Werte wie „Fleiß und Leistung“, „Verantwortung“ und „Konformität“ als gleich wichtig angesehen werden, gibt es deutliche Unterschiede bei den Eigenschaften „Wohlstand“, „Selbstverwirklichung“ und insbesondere bei „politische Selbstbeteiligung“; diese drei Eigenschaften wurden von den Online-Befragten als wesentlich wichtiger angesehen als von den Befragten des ALLBUS – denen ist dafür mit der Religiosität ein eher konservativer Wert wichtiger. Da sich die Stichproben nicht bezüglich des Alters und der Bildung unterscheiden, können die zum Teil deutlichen Unterschiede nur mit unterschiedlichen Werten erklärt werden, die bei den Befragten der beiden Stichproben überdurchschnittlich oft zu finden sind. Dies ist ein wichtiger Hinweis darauf, dass die Teilnehmer des Online-Panels auch bei Kontrolle der wichtigsten soziodemografischen Merkmale nicht in allen Bereichen die Gesellschaft repräsentieren. tab06 Tabelle 6: Mittelwertvergleich der Einstellungsvariablen Gesellschaft der 18- bis 49-Jährigen (N = 1.114 [ALLBUS 2002], N = 1.390 [Online-Panel]) 18 bis 49 Jahre Fleiß und Leistung Verantwortung Konformität Selbstbewusst und kritisch Laissez-Faire Wohlstand Politische Selbstbeteiligung Selbstverwirklichung Religiosität

ALLBUS

Online

F

sig

η

7,06 8,37 8,05 8,00 3,87 7,89 6,21 7,50 4,57

7,16 8,47 8,07 8,09 4,18 8,52 7,21 7,93 3,81

1,37 2,10 0,16 1,48 8,08 83,94 136,10 33,45 56,74

n. s. n. s. n. s. n. s. p < 0,01 p < 0,001 p < 0,001 p < 0,001 p < 0,001

0,06 0,18 0,23 0,11 0,15

Um das Muster in den Einstellungen näher zu untersuchen, wurde für beide Umfragen eine Hauptkomponentenanalyse über die neun Einstellungsfragen gerechnet (Tabelle 7); dabei wurden Faktorwerte über 0,5 zur besseren Kenntlichkeit unterstrichen. Die durch die ersten beiden Faktoren erklärte Varianz ist ebenso wie die Faktorstruktur in beiden Umfragen nahezu identisch. In bei173

Jörg Blasius, Maurice Brandt

den Datensätzen ist der erste Faktor ein „Generalfaktor“, alle Elemente laden positiv auf diesem, wenn auch die Religiosität allenfalls tendenziell dazu zu zählen ist. Einen tendenziellen Unterschied zwischen ALLBUS und OnlineBefragung gibt es bezüglich der „Verantwortung“, diese Variable trägt nur beim ALLBUS signifikant zur Erklärung des ersten Faktors bei. Bezogen auf den zweiten Faktor fällt insbesondere die „Religiosität“ auf – beim ALLBUS bildet diese Variable zusammen mit „Fleiß und Leistung“ sowie „Verantwortung“ den Gegensatz zu „Laissez-faire“, bei der Online-Befragung ist sie nur marginal mit dieser Dimension korreliert. Damit hat die Religiosität für die Befragten der Online-Studie nicht nur eine andere Wertigkeit, sie hat auch eine etwas andere Bedeutung als für die Befragten des ALLBUS. Tabelle 7: Hauptkomponentenanalyse der Einstellungsvariablen zur Gesellschaft aller 18- bis 49-Jährigen von ALLBUS 2002 und der Online-Befragung im Vergleich ALLBUS Faktor 1 Faktor 2

Online-Panel Faktor 1 Faktor 2

Fleiß und Leistung Verantwortung Konformität Selbstbewusst und kritisch Laissez-Faire Wohlstand Politische Selbstbeteiligung Selbstverwirklichung Religiosität

0,26 0,60 0,41 0,72 0,31 0,53 0,62 0,76 0,03

0,66 0,38 0,67 0,12 –0,53 0,18 0,05 –0,20 0,54

0,15 0,38 0,27 0,66 0,41 0,55 0,63 0,76 0,06

0,68 0,54 0,73 0,32 –0,60 0,20 0,21 –0,06 0,20

Erklärte Varianz

31%

15%

30%

15%

N = 1.102 (ALLBUS 2002), N = 1.386 (Online-Panel)

6 Zusammenfassung und Diskussion Mit dem hier vorgestellten Erhebungsdesign war es möglich, für die Gruppe der 18- bis 49-Jährigen bezüglich der Merkmale Alter, Geschlecht und Bildung eine für Deutschland repräsentative Stichprobe zu ziehen. Mit der rapiden Zunahme des Internetzugangs und dem Akkumulieren von Adres174

Repräsentativität in Online-Befragungen

sen durch die Access-Panel-Anbieter sollte es in naher Zukunft gelingen, in den Online-Panels so viele Befragte zu haben, dass auch Gruppen wie jene der 60- bis 64-jährigen Frauen mit niedrigerer Bildung so oft vertreten sind, dass zumindest die benötigte Bruttostichprobe erreicht wird. Aber auch mit diesen Fortschritt werden ältere Frauen mit niedriger Bildung noch einige weitere Jahre unterrepräsentiert sein – es sei denn, die Mitglieder dieser besonders benötigten Bevölkerungsgruppe nehmen an jeder Befragung ihres Panels teil. Dass unter der Bedingung der Repräsentativität nach Altersgruppe × Geschlecht × Schulabschluss auch die Verzerrungen bezüglich des Familienstandes und der Haushaltsgröße egalisiert werden, kann bezweifelt werden. Bezogen auf die Konfessionszugehörigkeit wurde für die 18- bis 49-Jährigen gezeigt, dass überdurchschnittlich viele Personen aus dem Online-Panel keiner Religionsgemeinschaft angehören – und ebenso besuchen die Befragten aus der Online-Studie wesentlich seltener die Kirche als die Teilnehmer des ALLBUS. Des Weiteren unterscheiden sich die Antworten im Niveau, wenn es sich um Fragen politischer Selbstbeteiligung, wirtschaftlicher Sicherheit oder der Religiosität handelt. Dies ist ein Beleg dafür, dass es zusätzlich zu den soziodemografischen Merkmalen Alter, Bildung und Geschlecht andere Indikatoren gibt, hinsichtlich derer sich Onliner und Offliner unterscheiden. Dies bestätigt die Ergebnisse von Couper u. a. (2007), die unter Konstanthaltung der sozioökonomischen Merkmale Einstellungsunterschiede zwischen Onlinern und Offlinern feststellten. Im Rahmen dieser Studie kann zwar nicht zweifelsfrei gesagt werden, ob es sich hierbei um einen Effekt des Mediums handelt oder ob sich Onliner und Offliner hinsichtlich ihrer Einstellungen unterscheiden, aber aufgrund der relativ deutlichen Unterschiede kann angenommen werden, dass jene Personen, die sich als Befragte bei einem Online-Panel zur Verfügung stellen, relativ selten religiös, dafür aber relativ oft politisch motiviert sind. Ob und inwieweit repräsentative Befragungen im streng sozialwissenschaftlichen Sinn mit Hilfe eines Online-Panels in Zukunft möglich sind, hängt nicht nur von der Auswahl der Befragten, sondern auch von den Themen ab, zu denen sie befragt werden. Das Angebot von geschichteten Stichproben nach sozio-demografischen Merkmalen ist zwar eine notwendige Bedingung, um eine echte Repräsentativität zu erreichen, aber noch lange keine hinreichende. Die Mitglieder des Online-Panels, auf die wir im Rahmen dieser Studie zugreifen konnten, unterscheiden sich auch nach Kontrolle von Alter, Geschlecht und Bildung hinsichtlich ihrer religiösen und politischen Werte sowie hinsichtlich der Haushaltsgröße und des Familienstandes von der Gesamtbevölkerung. 175

Jörg Blasius, Maurice Brandt

Anmerkungen * Wir bedanken uns bei der Firma Speedfacts für die Bereitstellung ihres Online-Panels. 1 Um mit „ganzen“ Personen zu arbeiten, nur diese können aus dem Panel gezogen werden, wurden alle Werte aufgerundet. 2 Die Diskrepanzen können zum einen durch Veränderungen in den Zuständen zwischen Paneleintritt und Befragung (z. B. beim Bildungsabschluss) erklärt werden, zum anderen gibt es wie bei jeder schriftlichen Befragung keine Kontrolle darüber, welches der Haushaltsmitglieder den Fragebogen ausgefüllt hat. Da die Abweichungen nur relativ wenige Fälle betreffen, wirken sie sich nicht auf die Ergebnisse aus.

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177

3 Stichproben

Sabine Häder, Matthias Ganninger, Siegfried Gabler

Sabine Häder, Matthias Ganninger, Siegfried Gabler

Die Stichprobenziehung für den European Social Survey: Prinzipien und Ergebnisse Zusammenfassung Der European Social Survey (ESS) ist eine sozialwissenschaftliche Studie, die im Abstand von zwei Jahren in europäischen Staaten durchgeführt wird, um Einstellungen und Verhalten der europäischen Bürger zu erkunden und deren Änderungen langfristig beobachten zu können. Der ESS ist höchsten methodischen Standards verpflichtet, damit eine bestmögliche Qualität der Daten gewährleistet werden kann. Dazu ist das von der EU geförderte Projekt in verschiedene Workpackages unterteilt, von denen eins der Stichprobenziehung gewidmet ist. Ziel und Arbeitsweise dieses Workpackages sollen im folgenden Beitrag vorgestellt werden.

Abstract Sampling for the European Social Survey: Principles and Findings The European Social Survey (ESS) is an academically-driven social survey designed to chart and explain the interaction between Europe’s changing institutions and the attitudes, beliefs and behaviour patterns of its diverse populations. Now in its fourth round, the survey covers over 30 nations and employs the most rigorous methodologies. In order to ensure highest quality standards, several workpackages have been set up, one of them dealing with the planning and implementation of sampling strategies in the participating countries. It is the aim of this contribution to illustrate the goals and functioning of this workpackage.

1 Einführung: Der European Social Survey Der European Social Survey ist eine akademische sozialwissenschaftliche Umfrage, deren Ziel es ist, die Interaktion zwischen den europäischen Institutionen einerseits und den sich ändernden Einstellungen, Überzeugungen und Verhaltensmustern der Bevölkerung andererseits zu beobachten 181

Sabine Häder, Matthias Ganninger, Siegfried Gabler

und zu erklären. Seit 2001 wird der ESS alle zwei Jahre erhoben und befindet sich derzeit in Runde 4. Insgesamt haben bisher mehr als 30 Staaten teilgenommen. Am ESS ist hervorzuheben, dass neben der Möglichkeit zum kostenlosen Herunterladen der Daten aus dem Netz auch sämtliche Dokumente wie Fragebogen, Guidelines für die Stichprobenziehung oder Übersetzung sowie Kontaktprotokolle zur Verfügung gestellt werden. Der ESS ist damit einer der am umfangreichsten dokumentierten und damit bezüglich der Erhebung transparentesten Surveys weltweit. abb01 Abbildung 1: Bisherige Teilnehmerländer an den ESS-Runden 1–3

Finanziert wird der ESS durch das fünfte und sechste Rahmenprogramm der European Commission, die European Science Foundation sowie nationale Forschungsförderungseinrichtungen. Das Projekt wird von einem zentralen Koordinierungsteam (CCT) unter dem Vorsitz von Sir Roger Jowell (City University, UK) geleitet. Um höchste methodische Ansprüche an die Erhebungen umsetzen zu können, wurden Instruktion und Koordinierung des ESS in zehn Workpackages organisiert. Diese sind z. B. der Übersetzung der Fragebögen aus dem englischen Original in die Sprachen der teilnehmenden Länder, der Kontrolle der Feldarbeit, der Evaluierung einzusetzender Skalen oder der Stichprobenziehung gewidmet. Im Dezember 2005 verlieh die Europäische Kommission dem ESS in London den Descartes-Preis für „grenzüberschreitende Forschungszusammenarbeit“.

182

Die Stichprobenziehung für den European Social Survey: Prinzipien und Ergebnisse

2 Workpackage Stichprobenziehung 2.1 Grundprinzipien Das Ziel des Workpackages zur Stichprobenziehung besteht in „Design and implementation of workable and equivalent sampling strategies in all participating countries“ (ESS Technical Annex 2000) unter der Aufsicht eines Sampling Expert Panels. Hier ergibt sich zunächst die Frage, wie eine optimale Stichprobenstrategie für einen länderübergreifenden Survey gestaltet sein sollte. Hierzu existieren in der Profession durchaus konträre Ansichten. Zum Beispiel galt und gilt für das Eurobarometer die Maxime, für alle Länder das gleiche Stichprobendesign einzusetzen. In anderen ländervergleichenden Studien wurden neben Zufallsstichproben auch Quotendesigns eingesetzt (frühere ISSPUmfragen). Häder & Gabler (2002) argumentieren dagegen, dass eine optimale Strategie aus den besten Zufallsstichproben jedes Teilnehmerlandes bestehen sollte. Werden dann äquivalente Schätzer verwendet, ergibt sich eine hohe Vergleichbarkeit der Ergebnisse (siehe auch Häder & Lynn 2007). Sie knüpfen damit an Überlegungen von Kish (1994) an, der meint: „Sample designs may be chosen flexibly and there is no need for similarity of sample designs. Flexibility of choice is particularly advisable for multinational comparisons, because the sampling resources differ greatly between countries. All this flexibility assumes probability selection methods: known probabilities of selection for all population elements.“ (Kish 1994, 173). Diese Strategie wird für den ESS, inzwischen aber auch für andere europäische Studien, wie z. B. die European Value Study 2008, angewendet. Zu berücksichtigen ist dabei, dass die einzusetzenden Stichprobenpläne in den einzelnen Ländern von den verfügbaren Auswahlrahmen, den Erfahrungen mit früher erhobenen Zufallsstichproben sowie dem zur Verfügung stehenden Kostenrahmen abhängen. Dies ist letztlich die Bedeutung des Terms „workable“.

2.2 Auswahlrahmen Der wichtigste Punkt bei der Suche nach den bestmöglichen Stichprobendesigns in den ESS-Ländern ist jeweils die Festlegung des Auswahlrahmens. Hierbei gilt es, Listen zu finden, die die definierte Grundgesamtheit möglichst vollständig abdecken. Es sollen also möglichst keine Elemente enthal183

Sabine Häder, Matthias Ganninger, Siegfried Gabler

ten sein, die auf der Liste verzeichnet sind, aber nicht zur Gesamtheit gehören (overcoverage), noch sollen Elemente fehlen (undercoverage). Die Definition der Grundgesamtheit lautet: „The survey will be representative of all persons aged 15 and over – no upper age limit – resident within private households in each country, regardless of their nationality, citizenship or language.“ Folgende Arten von Listen sind für die Stichprobenziehung des ESS im Einsatz: a) Länder mit verlässlichen Listen der Einwohner, verfügbar für die Sozialforschung, z. B. Schweden, Finnland, Slowenien. In diesen Ländern existieren zentrale Einwohnermelderegister, aus denen Stichproben für den ESS gezogen werden können. Zudem sind meist zusätzliche Informationen zu den Individuen, wie z. B. Alter und Nationalität verfügbar. Dies ist sowohl für die Kontrolle der Interviewer als auch für Nonresponseanalysen hilfreich. b) Länder mit verlässlichen Listen der Haushalte, verfügbar für die Sozialforschung, z. B. Zypern. Hier wurde in der Runde 3 eine Liste der Haushalte aus dem Zensus, ergänzt durch die Konsumentenliste des Energieversorgers genutzt. c) Länder mit verlässlichen Listen der Adressen, verfügbar für die Sozialforschung, z. B. Liste der Postadressen „PTT-afgiftenpuntenbestand“ in den Niederlanden oder das „Postcode Address File“ in Großbritannien. Schließlich gibt es Teilnehmerländer des ESS, in denen es nicht gelungen ist, geeignete Listen für die Stichprobenziehung zu finden bzw. in denen zwar hervorragende Listen existieren, diese aber für die Sozialforschung nicht zugänglich sind. So besteht in Österreich z. B. ein zentrales Einwohnermelderegister, das Statistische Amt des Landes kann jedoch aufgrund rechtlicher Bestimmungen den Zugriff darauf für den ESS nicht gewähren. Eine ähnliche Situation besteht in Frankreich. In diesen Ländern muss notgedrungen auf Flächenstichproben zurückgegriffen werden, die mit einer Random-RouteProzedur gekoppelt sind. Das Sampling Expert Panel achtet jedoch darauf, dass dabei das Prinzip befolgt wird, die Adressauflistung und die eigentliche Befragung grundsätzlich zu trennen. In allen Ländern, in denen gegenwärtig noch Random-Route-Techniken verwendet werden, ist es das erklärte Ziel des Sampling Expert Panels, diese sobald wie möglich durch die Auswahl aus Listen zu ersetzen, da es in der statistischen Profession durchaus Zweifel daran gibt, inwieweit Random-Routes als „strictly random“ gewertet werden können (Lyberg 2000).

184

Die Stichprobenziehung für den European Social Survey: Prinzipien und Ergebnisse

2.3 Stichprobendesign und Sample Design Data File In Abhängigkeit von den zur Verfügung stehenden Auswahlrahmen werden schließlich die Stichprobendesigns festgelegt. Diese sind beim ESS durchaus sehr unterschiedlich geartet. Der Range reicht von uneingeschränkter Zufallsauswahl (z. B. Finnland und Schweden jeweils Runde 1–3) über zweibzw. dreistufige geschichtete und geklumpte Designs (z. B. Österreich und Portugal jeweils Runde 1–3) bis zu vierstufigen geschichteten und geklumpten Designs (z. B. Ukraine und Russland Runde 3). Die Designs werden in einem standardisierten Formblatt (Sign off forms) dokumentiert. Hierbei werden für jedes Land die Kategorien • Target population, Population coverage • Sampling frame • Sampling Design • Design effects • Target response rate • Sample size • Special features of the design (e. g. oversampling) festgehalten. Grundprinzip ist bei der Wahl der Stichprobenpläne, dass es sich jeweils um Zufallsstichproben handeln muss. Das heißt, die Inklusionswahrscheinlichkeiten müssen sämtlich positiv, bekannt und dokumentiert sein. Für die Speicherung der Inklusionswahrscheinlichkeiten aller Auswahlstufen und weiterer Variablen zur Beschreibung des Stichprobendesigns wie z. B. Primary Sampling Units, Sample Points und Schichtungsvariablen wird das Sample Design Data File genutzt. Die Angaben aus dieser Datei ermöglichen es dem Nutzer, jegliche Einzelheiten der Stichprobenziehung nachzuvollziehen, Berechnungen von Design-Gewichten und Design-Effekten sowie Varianzschätzungen vorzunehmen. Die Sample Design Data Files sind von jenen Ländern für die Öffentlichkeit zugänglich (http://ess.nsd.uib.no), in denen datenschutzrechtliche Bedenken die Publikation nicht verbieten. Einen Ausschnitt aus dem Sample Design Data File Frankreichs in Runde 3 bietet der Screen Shot auf S. 186 (Abbildung 2).

2.4 Design-Gewichte Die ungleichen Auswahlwahrscheinlichkeiten, die bei der Stichprobenziehung auftreten, müssen bei der Schätzung wieder ausgeglichen werden. Dazu werden beim ESS vom Sampling Expert Panel Design-Gewichte be185

Sabine Häder, Matthias Ganninger, Siegfried Gabler

Abbildung 2: Screen Shot des Sample Design Data Files

rechnet. Diese beruhen auf den Angaben zu den Wahrscheinlichkeiten bei den einzelnen Auswahlstufen aus den Sample Design Data Files. So ist beim französischen Design in Abbildung 2 das Produkt von PROB1 und PROB2 konstant, lediglich PROB3 variiert. Hierbei handelt es sich um die Auswahl innerhalb des Haushaltes. Da diese Wahrscheinlichkeit nicht im Vornhinein bestimmt werden kann, sondern erst beim Kontaktieren des Haushaltes festgestellt wird, sind diese Angaben auch nur für die Nettostichprobe angegeben (OUTCOME = 1). Die Auswahlwahrscheinlichkeit ist in diesem Fall umgekehrt proportional zur Zahl der Zielpersonen im Haushalt, also bei einer Person 1, bei 2 Personen 0,5 bei 3 Personen 0,33 usw. Das gesamte Design-Gewicht für den i-ten Befragten ergibt sich als wi = 1/(PROB1i · PROB2i · PROB3i). Es wird anschließend derart normiert, dass die Summe der Gewichte der Zahl der durchgeführten Interviews, also dem Nettostichprobenumfang entspricht. Tabelle 1 zeigt die Wirkung der Design-Gewichtung für Daten der dritten Runde des ESS. Für Österreich (AT), Portugal (PT) und Russland (RU) würde ohne die notwendige Design-Gewichtung der Anteil der Einpersonenhaushalte deutlich unterschätzt werden. Bei Finnland (FI) und Schweden (SE) betragen die normierten Design-Gewichte dagegen 1, da alle Elemente mit gleichen Wahrscheinlichkeiten ausgewählt wurden. Bei der Variablen V2 (Anteil der Personen, die wöchentlich 3 und mehr Stunden Fernsehen schauen) ist der Unterschied zwischen gewichteten und ungewichteten Daten nicht so groß, da diese Variable weniger mit der Haushaltsgröße zusammenhängt, die schließlich in die Gewichtung eingeflossen ist. tab01 186

Die Stichprobenziehung für den European Social Survey: Prinzipien und Ergebnisse

Tabelle 1: Gewichtete und ungewichtete Schätzer für die Variablen „Anteil der Einpersonenhaushalte (%)“ und „Fernsehdauer 3 Stunden und mehr pro Woche (%)“ für fünf Länder

V1, ungewichtet V1, gewichtet V2, ungewichtet V2, gewichtet

AT

PT

RU

FI

SE

8,8 21,2 13,7 12,5

7,6 17,2 22,2 21,5

10,8 23,7 23,2 22,8

23,4 23,4 14,5 14,5

21,1 21,1 9,8 9,8

V1: Einpersonenhaushalte (%) V2: 3 Stunden+ TV pro Woche (%)

2.5 Design-Effekte und Stichprobenumfänge Die Idee der Stichprobenstrategie des ESS ist, wie schon kurz angedeutet, für alle Länder äquivalente Designs und Schätzer anzuwenden. Dies macht es notwendig, ein System von Zufallsstichproben zu implementieren und die gleiche Präzision der Schätzer zu garantieren – unabhängig von der Komplexität des Stichprobendesigns (siehe auch Lynn et al. 2007, 112 ff.). Dafür wurde ein neues Konzept für die Berechnung des Umfangs der Nettostichproben der einzelnen Länder eingeführt. Es beinhaltet die Berücksichtigung des Design-Effektes. Der Design-Effekt ist bei designbasierter Betrachtungsweise das Verhältnis der Varianz eines Schätzers bei gegebenem Stichprobendesign zur Varianz des Schätzers bei einfacher Zufallsauswahl (Kish 1965). Modellbasiert kann der Design-Effekt wie folgt geschätzt werden (Kish 1995; Gabler & Häder & Lahiri 1999): Er setzt sich aus zwei Komponenten zusammen. Bei gegebenem Design ist DEFFp der Term, der durch unterschiedliche Auswahlwahrscheinlichkeiten zustande kommt. DEFFc ist durch die Klumpung der Stichprobe bedingt. formel I

Deff =

n

å ni wi2 i =1 I

( å n i wi )

2

[ 1 + (b – 1 ) r] = Deff p × Deffc

i =1

ni wi

I

n = å ni b r

i= 1

Zahl der Beobachtungen in der Gewichtungsklasse i Gewichte in der Gewichtungsklasse i

Stichprobenumfang mittlere Clustergröße Intraklassenkorrelationskoeffizient

187

Sabine Häder, Matthias Ganninger, Siegfried Gabler

Zielvorgabe im ESS ist es, für alle Länder einen effektiven Stichprobenumfang neff = 1500 zu erreichen. Der effektive Stichprobenumfang ist aber das Verhältnis aus dem Nettostichprobenumfang nnet und dem DesignEffekt. Damit ergibt sich der notwendige Nettostichprobenumfang als nnet = neff · Deff = 1500 Deff. So würde sich beispielsweise der für Großbritannien notwendige Nettostichprobenumfang, um einen effektiven Stichprobenumfang von neff = 1500 zu erreichen, wie folgt ergeben: In Großbritannien wurde in den bisherigen drei ESS-Runden ein geschichtetes dreistufiges, geklumptes Design eingesetzt. Zunächst wurden die Postcode-Sektoren in 38 regionale Schichten sortiert. Innerhalb dieser Schichten wurden sie aufsteigend nach der Bevölkerungsdichte und dem Eigentumsverhältnis geordnet. Dann wurden z. B. in Runde 3 192 PostcodeSektoren mit systematischer Zufallsauswahl proportional zur SektorenGröße ausgewählt. Innerhalb dieser Postcode-Sektoren wurden in der zweiten Stufe 24 „Delivery Points“ (Zustelladressen) ausgewählt. In der dritten Stufe wurde schließlich nach einer genau definierten Anweisung zufällig eine Person pro gezogener Zustelladresse ermittelt, die es dann zu interviewen galt. Da das Produkt der Auswahlwahrscheinlichkeiten der ersten und zweiten Stufe konstant ist, waren ungleiche Auswahlwahrscheinlichkeiten lediglich auf der dritten Stufe zu erwarten (ungleiche Anzahl von zur Grundgesamtheit gehörenden Personen innerhalb der ausgewählten Haushalte). Aus den vorangegangenen ESS-Runden war bekannt, dass diese ungleichen Inklusionswahrscheinlichkeiten zu einem Deffp von etwa 1,23 führen. Bei einer zu erwartenden Ausschöpfungsquote von 55% und einer Nichterreichbarkeitsrate von 8% (ebenfalls Erfahrungswerte) kann angenommen werden, dass pro Postcode-Sektor (Primary Sampling Units) ca. 12 Interviews zustande kommen (b ). Weiterhin war in früheren Studien ermittelt worden, dass mit einem Intraklassenkorrelationskoeffizient von r = 0,028 zu rechnen ist. Damit ergibt sich Deffc = 1 + (12 – 1) · 0,028 = 1,3. Der gesamte Design-Effekt berechnet sich aus Deff = Deffp. · Deffc = 1,23 · 1,3 = 1,6. Damit würde der notwendige Nettostichprobenumfang nnet = 1500 · 1,6 = 2400 betragen1. Wesentlich einfacher ist diese Berechnung natürlich für Länder, in denen uneingeschränkt zufällig Individualadressen aus Einwohnermeldeämtern gezogen werden. Hier gilt Deffp = 1 und Deffc = 1 und damit auch Deff = 1. In diesen Ländern sind daher effektiver und Nettostichprobenumfang identisch, d. h. neff = nnet = 1500. Da sich wichtige Parameter der Stichprobendesigns direkt in der Berechnung der Zahl durchzuführender Interviews niederschlagen und damit un188

Die Stichprobenziehung für den European Social Survey: Prinzipien und Ergebnisse

mittelbaren Einfluss auf die Kosten der Erhebung haben, ist es das Bestreben des Sampling Expert Panels, in Kooperation mit den National Coordinators der Länder mit komplexen Stichprobendesigns von Runde zu Runde Verbesserungsmöglichkeiten für die Stichprobenpläne zu identifizieren und diese zu implementieren. Insbesondere die Aufgabe von Clusterelementen im Design oder zumindest die Erhöhung der Zahl der Primary Sampling Units sind hier zu nennen. Die folgenden Abbildungen zeigen die in Runde 3 ermittelten Design-Effekte. Abbildung 3: Deffp für die Teilnehmerländer an ESS-Runde 3

In Abbildung 3 sind zunächst die geschätzten Design-Effekte aufgrund ungleicher Auswahlwahrscheinlichkeiten dokumentiert. Hier sind drei Gruppen von Ländern unterscheidbar. Zunächst gibt es neun Länder, bei denen jeweils die Auswahlwahrscheinlichkeiten für alle Elemente gleich waren, für diese ist Deffp = 1. Bei zwei weiteren Ländern wurden zwar ebenfalls Daten von Individuen aus Einwohnermelderegistern gezogen, dies aber mit leicht disproportionalen Stichprobenansätzen (Polen und Deutschland). Bei 189

Sabine Häder, Matthias Ganninger, Siegfried Gabler

einer dritten Gruppe von Ländern bestehen ungleiche Auswahlwahrscheinlichkeiten aufgrund der unterschiedlichen Zahl von zur Grundgesamtheit gehörenden Personen innerhalb des Zielhaushaltes. Diese Design-Effekte liegen in der Regel zwischen 1,2 und 1,3. Unbedingt überarbeitet werden muss das Stichprobendesign der Ukraine für Runde 4. Die deutlichen Unterschiede in den Auswahlwahrscheinlichkeiten verursachen einen hohen Design-Effekt, der letztlich einen außerordentlich großen Nettostichprobenumfang erfordern würde, um die gleiche Präzision der Schätzer zu gewährleisten wie z. B. in den Ländern mit einfacher Zufallsauswahl. abb03 Abbildung 4: Deffc für die Teilnehmerländer an ESS-Runde 3

In Abbildung 4 sind die geschätzten Design-Effekte aufgrund von Clusterung gezeigt. Hier gibt es neun Länder, bei denen der Deffc = 1 ist, d. h. bei denen ein ungeklumptes Design angewendet worden ist. Das kann eine uneingeschränkte Zufallsauswahl von Individuen, Haushalten oder Adressen sein. In weiteren 14 Ländern wurde dagegen jeweils ein mehrstufiger geclusterter Stichprobenplan implementiert, bei dem auf einer Stufe Primary Sampling Units wie z. B. Gemeinden (z. B. Belgien), geographische Cluster (z. B. Irland) 190

Die Stichprobenziehung für den European Social Survey: Prinzipien und Ergebnisse

oder Postcode-Sektoren (z. B. Großbritannien) ausgewählt wurden. Der sehr hohe Deffc für Deutschland ergibt sich dadurch, dass nur relativ wenige Gemeinden gezogen wurden, in denen dann eine hohe Zahl von Interviews durchgeführt wurde. Ein Ziel ist es, in Deutschland die Zahl der auszuwählenden Gemeinden in Zukunft zu erhöhen. Dies ist allerdings mit steigenden Kosten verbunden und es muss abgewogen werden, ob diese durch die dann geringere Zahl an notwendigen Interviews kompensiert werden. abb04 Abbildung 5: Deff für die Teilnehmerländer an ESS-Runde

Abbildung 5 schließlich zeigt die gesamten Design-Effekte für die Teilnehmerländer an ESS-Runde 3. Diese ergeben sich, wie schon dargestellt, aus dem Produkt der Komponenten Deffp und Deffc. Die Grafik verdeutlicht, dass Verbesserungen der Stichprobenpläne insbesondere in der Ukraine, Deutschland und Russland wünschenswert sind. Gerade in der Ukraine und Russland, wo keine Einwohnermelderegister für die Sozialforschung zugänglich sind und auf Flächenstichproben zurückgegriffen werden muss, ist dies eine große Herausforderung für das Sampling Expert Panel. 191

Sabine Häder, Matthias Ganninger, Siegfried Gabler

Insgesamt zeigt sich, dass die Schätzung von Design-Effekten die Transparenz der Stichprobenziehung und Implementierung ungemein erhöht und ein wichtiges Potential zur Offenlegung von deren Verbesserungsmöglichkeiten besitzt. abb05

3 ESS Sampling Expert Panel Die Umsetzung des Workpackages 3 zur Stichprobenziehung obliegt einem internationalen Team, dem die folgenden Stichprobenexperten angehören: • Sabine Häder (Convenor, GESIS) • Siegfried Gabler (GESIS) • Matthias Ganninger (GESIS) • Seppo Laaksonen (University of Helsinki, Finland) • Peter Lynn (University of Essex, U. K.) Jedem der Experten sind 4 bis 5 Länder zugeordnet, für deren Stichprobenentwicklung sie verantwortlich sind. Gemeinsam mit den National Coordinators diskutieren sie die Einzelheiten und fixieren das Design letztlich in den Sign off forms. Diese werden dann im Panel zirkuliert und offene Fragen geklärt. Wenn alle Experten einverstanden sind, gilt das Design als „signed off“ und kann implementiert werden. Dem Expertenteam obliegt weiterhin die Kontrolle der Sample Design Data Files, die Berechnung der Design-Gewichte und der Design-Effekte. Außerdem wurden einige Working Papers ausgearbeitet, die das Konzept der Stichprobenziehung in Einzelheiten vorstellen (www.europeansocialsurvey.org). Im Herbst 2007 wurde der gesamte European Social Survey im Auftrag der European Science Foundation von einer Expertenkommission unter Vorsitz von Bob Groves evaluiert. Die Ergebnisse wurden in Form von Recommendations zusammengefasst. Die fünfte Recommendation des Reports ist der Stichprobenziehung gewidmet. Hier lautet es: „ESS is the only European-wide survey based on comparable probability samples. The asset is a necessary condition for measurable survey quality. Data collection in future rounds should also be based on probability samples.“ (S. 4). Diese Einschätzung hat das Sampling Expert Panel in der Überzeugung bestärkt, Strategie und Prinzipien der Stichprobenbildung des ESS auch in weiteren ESS-Runden anzuwenden und auszubauen.

192

Die Stichprobenziehung für den European Social Survey: Prinzipien und Ergebnisse

Anmerkung 1

Mitunter müssen aufgrund zu geringer finanzieller Mittel geringfügige Abweichungen von der so berechneten Zahl der Interviews in Kauf genommen werden. Diese werden vom Sampling Expert Panel jedoch nur akzeptiert, wenn die Präzision der Schätzer dadurch nur unwesentlich beeinträchtigt wird.

Literatur Bethlehem, J., & Medrano, J. D., & Groves, R. M., & Gundelach, P., & Norris, P. (2008). Report of the Review Panel for the European Social Survey. Gabler, S., & Häder, S., & Lahiri, P. (1999). A Model Based Justification of Kish´s Formula for Design Effects for Weighting and Clustering. Survey Methodology, Vol. 25, No. 1, 105–106. Häder, S., & Gabler, S. (2003). Sampling and Estimation. In J. Harkness & F. Van de Vijver & P. Mohler (Eds.), Cross-Cultural Survey Methods. Hoboken, NJ: Wiley. Häder, S., & Lynn, P. (2007). How representative can a multi-nation survey be? In R. Jowell & C. Roberts & R. Fitzgerald & G. Eva (Eds.), Measuring Attitudes Cross-Nationally. Sage Publications. Kish, L. (1994). Multipopulation Surveys Designs, Five Types with Seven Shared Aspects. In International Statistical Review, Vol. 62, 167–186. Kish, L. (1965). Survey Sampling. New York: Wiley. Kish, L. (1995). Questions/Answers from the Survey Statistician 1978–1994. Libourne: International Association of Survey Statisticians. Lyberg, L. E. (2000). Review of IALS, A Commentary on the Technical Report. Measuring Adult Literacy. London: Office for National Statistics. Lynn, P., & Häder, S., & Gabler, S., & Laaksonen, S. (2007). Methods for achieving equivalence of samples in cross-national surveys, the European Social Survey experience. Journal of Official Statistics. Vol. 23, No. 1, 107–124.

193

Folkert Aust, Helmut Schröder

Folkert Aust, Helmut Schröder1

Sinkende Stichprobenausschöpfung in der Umfrageforschung – ein Bericht aus der Praxis Zusammenfassung Der vorliegende Aufsatz beleuchtet das Phänomen sinkender Ausschöpfungsquoten in der Umfrageforschung mit Hilfe eines Blicks in die Archive des infas Instituts für angewandte Sozialwissenschaft in Bonn. Aus den vorliegenden Beständen wurden 132 Studien aus dem Bereich Sozialforschung in Bezug auf ihre Ausschöpfungsquote und die sie beeinflussenden Merkmale der Studien untersucht. Die Autoren wählen dabei bewusst einen Aggregatansatz, da nicht individuelle Teilnahmebereitschaft erklärt, sondern Parameter für das Erreichen „guter“ Ausschöpfungsquoten gefunden werden sollen. Die Ergebnisse bestätigen den Befund sinkender Ausschöpfungsquoten in den zurückliegenden Jahren. Sie zeigen allerdings auch, dass eine differenzierte Betrachtung der Ausschöpfungsquoten nötig ist. Während allgemeine Umfragen deutlich stärker unter rückläufigen Ausschöpfungsquoten zu leiden haben, lassen sich Erhebungen bei spezifischen Zielgruppen nach wie vor gut realisieren.

Abstract Declining Sampling Coverage in Survey Research – a Report from Practical Experience This essay explores the phenomenon of declining coverage rates in survey research by means of dipping into the archives of the infas Institute for Applied Social Sciences in Bonn. Out of the available inventory 132 social research surveys were checked with regard to coverage rates and influencing characteristics. In this process the authors deliberately selected an aggregate approach, since the objective was not to explain the individual willingness to participate, but to determine parameters for obtaining „good“ coverage rates. The results confirm the declining coverage rates reported within the past years. Yet, they also show that it is necessary to view the coverage rates in a differentiated manner. Whereas general surveys have significantly been afflicted with regressive coverage rates, the realisation of surveys with specific target groups still turns out well.

195

Folkert Aust, Helmut Schröder

1 Ausgangspunkte und Fragestellungen Zu den unbestrittenen Standards einer guten Praxis empirischer Sozialforschung zählt die Maximierung der Stichprobenausschöpfung. Zunehmend wird es jedoch schwieriger, diesen methodischen Anspruch bei Befragungen auch zu realisieren. In einer Zeit inflationärer Marktforschung und telefonischer Marketingaktionen sinkt die Mitwirkungsbereitschaft der Bevölkerung und der Unternehmen selbst bei den angeseheneren wissenschaftlichen Studien und Evaluationen. Die in den vergangenen Jahren besonders gewachsenen Schwierigkeiten bei der Stichprobenrealisierung veranlassen die Frage „Haben Umfragen ausgedient?“ Unter diesem Motto veranstaltete die Methodensektion der Deutschen Gesellschaft für Soziologie ihre diesjährige Frühjahrstagung. In Anbetracht unzureichender Alternativen ist das Motto wohl eher eine rhetorische Überspitzung denn ein Abgesang auf die Umfrageforschung. Allerdings steht die Frage im Raum, wie die rückläufigen Stichprobenausschöpfungen zu bewerten sind. Eine maximierte Stichprobenausschöpfung gilt weithin als Indikator für gute Feldqualität und das Bemühen um möglichst vollständige Repräsentanz der untersuchten Population. Wir wollen an dieser Stelle einmal davon absehen, dass selbst eine maximale Stichprobenausschöpfung keineswegs Garant für eine selektionsfreie Repräsentanz der Grundgesamtheit ist. Verzerrende Selektivitätseffekte können selbstverständlich auch bei Stichprobenausschöpfungen von 70 und mehr Prozent auftreten und müssen deshalb immer kontrolliert werden (vgl. Kruskal & Mosteller 1979a, 1979b, 1979c; Rendtel & Pötter 1992). Klammert man die grundlegende Frage der Selektivität an dieser Stelle einmal aus, so gibt es in mehrfacher Hinsicht Anlass für ein Forschungsinstitut, das zusammengenommen jährlich über 100 Tsd. Interviews durchführt, sich mit dem Sachverhalt sinkender Stichprobenausschöpfungen auseinander zu setzen. Ein Motiv erwächst aus dem Umstand, dass der Standard einer Mindestausschöpfung bei Ausschreibungen und Projektbewilligungen bei wissenschaftlichen Studien relativ unbeeindruckt von der aktuellen Entwicklung hoch angesetzt und oftmals zum Vertragsbestandteil erhoben wird. Die Basis für die definierten Standards sind meist Schlussfolgerungen aus vermeintlich ähnlichen Studien. Man gewinnt dabei den Eindruck, dass die erwarteten Ausschöpfungsquoten unabhängig vom Thema, den Zielgruppen, der Art der Stichprobe, der Art der Kontaktierung und Incentivierung sowie der aktuellen Akzeptanzentwicklung bei den befragten Populationen „über denselben Leisten geschlagen“ werden. 196

Sinkende Stichprobenausschöpfung in der Umfrageforschung

Anlass für die Analyse von Stichprobenausschöpfungen geben aber auch die Projektplanungen innerhalb des Forschungsinstituts. Um belastbare Daten rascher zur Hand zu haben und aktuelle Entwicklungen im Feld zeitnäher zu protokollieren, baut das Institut eine Wissensdatenbank über die durchgeführten Feldvorhaben auf. Auf dem noch vorläufigen Stand von derzeit 132 vollständig erfassten Erhebungen der Sozialforschung berichtet der vorliegende Beitrag über erste Auswertungsergebnisse. Ihm liegen folgende Leitfragen zugrunde: • Haben sich die Stichprobenausschöpfungen über den Zeitraum von zehn Jahren verändert? • Welche Entwicklungen sind für unterschiedliche Designs (Erhebungsmethode, Zielgruppen, Themen, Ausschöpfung verbessernde Maßnahmen) zu beobachten? • Wie gut erklären diese Designmerkmale die Varianz bei den beobachteten Ausschöpfungen? Reichen die verfügbaren Eckdaten aus, um Ausschöpfungen sicher zu planen? • Was kann man aus dieser Analyse für die aktuelle Diskussion zum Thema „Hat Umfrage ausgedient?“ lernen? Die Auswertungen sind von der Hypothese geleitet, dass die Höhe einer Stichprobenausschöpfung nicht nur von der Erhebungsmethode und den ausschöpfungssteigernden Maßnahmen (z. B. Anschreiben, Incentives, Feldlaufzeit, Konvertierung von schwer motivierbaren Zielpersonen usw.) abhängt. Wesentlichen Einfluss unterstellten wir auch Faktoren, die mit dem Gegenstand der Befragung verbunden sind. Dies sind vor allem die befragte Zielgruppe, die Stichprobenbasis und nicht zuletzt die individuelle Betroffenheit der befragten Zielgruppen durch das Untersuchungsthema. Aufgrund der langjährigen Erfahrungen gingen wir außerdem davon aus, dass es einen historischen Trend gibt, der gegen alle Bemühungen zur Stichprobenausschöpfung arbeitet. Exogene Faktoren wie Verdruss, Übersättigung mit Anfragen, abnehmende soziale Kohärenz und verändertes Kommunikationsverhalten machen die methodische Sorgfalt und entsprechende Gegenmaßnahmen zunichte und reduzieren die ansonsten erwartbaren Effekte.

2 Datengrundlage und Operationalisierung Im Mittelpunkt der folgenden Analysen steht die Ausschöpfungsquote von Sozialforschungsstudien, die bei infas-Sozialforschung durchgeführt wurden. Im Rahmen dieser Studien wurden insgesamt über 300.000 Interviews 197

Folkert Aust, Helmut Schröder

realisiert. Die Analyseeinheit bilden jedoch einzelne Erhebungen, also in sich abgeschlossene, mit einer Erhebungsmethode bei einer wohl definierten Zielgruppe durchgeführte Feldbefragungen. Bei komplexen Studien können durchaus mehrere Erhebungen mit unterschiedlichen Zielgruppen (z. B. Arbeitnehmer, Betriebe, Arbeitslose) erfolgen. In diesem Falle wurde jede Erhebung separat als ein eigenständiges Feldprojekt dokumentiert. In der Datenbank sind bisher rd. 170 Erhebungen rückwirkend für die letzten zehn erfasst. Die nachfolgenden Analysen stützen sich auf 132 auswertbare Datensätze, für die bereits alle relevanten Angaben aus den archivierten Methodenberichten und -dokumentationen vollständig dokumentiert sind. Die Auswertungseinheiten unserer Betrachtung bilden Erhebungen, also Aggregate und nicht Individuen. Die Analyse beschränkt sich entsprechend auf Aussagen auf einer aggregierten Ebene. Einen Beitrag zu individualtheoretischen Annahmen über Teilnahmewahrscheinlichkeiten von Untersuchungseinheiten (i. e. Personen, Haushalte, Unternehmen o. ä.) kann und will diese Auswertung nicht leisten. Dies ist schon allein deshalb unmöglich, da hinter den untersuchten Studien ganz unterschiedliche Fallzahlen stehen: Der Umfang der Bruttostichproben bei den untersuchten Erhebungen schwankt zwischen minimal 150 und maximal über 50.000 Untersuchungseinheiten. Die ausgewerteten Erhebungen sind dem institutseigenen Archiv entnommen. Es handelt sich ausnahmslos um abgeschlossene Studien aus dem Institutsbereich „Sozialforschung“, die vor allem seit dem Jahr 2000 durchgeführt wurden.2 Zusätzlich sind einige ältere Studien aus den 90er Jahren in die Untersuchung mit eingegangen. Die Zeitreihe, die hier dargestellt wird, ist also noch vergleichsweise kurz, und die Anzahl der Erhebungen ist für eine differenzierte Betrachtung des Zeitverlaufs noch recht schmal. Um der Längsschnittbetrachtung eine möglichst homogene Datenbasis zugrunde zu legen, wurden Studien aus anderen Institutsbereichen nicht berücksichtigt. Die Erhebungen tragen somit die gleiche Bereichshandschrift. Diese Basis stellt sicher, dass die Studien hinsichtlich der betrachteten Merkmale, wie der Stichprobenkonzeption, der Durchführung der Erhebung inklusive Feldkontrolle, der Datenaufbereitung und der Berechnung der Ausschöpfungsquote, ceteris paribus nach denselben Standards durchgeführt wurden. Die Ausschöpfungsquoten sind nach einem einheitlichen Standard – angelehnt an die Regeln der American Association for Public Opinion Research (AAPOR) – berechnet (AAPOR 2006; Smith 2003). infas unterscheidet hierbei vier grobe Klassifikationen: realisierte Interviews, systematische Ausfälle qualifizierter Adressen (Verweigerungen 198

Sinkende Stichprobenausschöpfung in der Umfrageforschung

durch die Zielperson, den Haushalt, Dritte), systematische Ausfälle nichtqualifizierter Adressen (nicht Erreichte), neutrale Ausfälle (falsche Adressen, Telefonnummern, nicht Zielgruppe). Auf dieser Basis errechnet sich die Bruttoausschöpfungsquote als Anteil der realisierten Adressen an allen eingesetzten Adressen, und die Nettoausschöpfungsquote bildet den Anteil der realisierten Adressen an allen eingesetzten Adressen ohne Berücksichtigung der neutralen Ausfälle. Diese Vorgehensweise wird bei allen analysierten Studien gleichermaßen angewendet. Die Ausdifferenzierung der vier groben Klassifikationen ist dabei vom gewählten Studiendesign abhängig, bleibt aber immer vergleichbar und wurde über die Zeit konstant verwendet.3 Die nachfolgend dargestellten Analysen beschränken sich auf einige wesentliche Merkmale der Studiendesigns. Aus Sicht der Autoren konnten einige relevante Aspekte bisher noch keine Berücksichtigung finden. So waren die Angaben für die Dauer der Feldphase und die Art der Stichprobenziehung (Einwohnermeldeamtsstichprobe, Random Walk, Telefon – Liste, Telefon – RDD u. a.) für einige Studien noch nicht vollständig erfasst. Um die Auswertungsbasis nicht auszudünnen, verzichteten wir bei dieser ersten Analyse auf diese feld- und ausschöpfungsrelevanten Merkmale zugunsten einer Maximierung der Zellbesetzungen.

3 Operationalisierung des Modells In den folgenden Analysen wurde die Nettoausschöpfungsquote als abhängige Variable modelliert. Der Anteil neutraler Ausfälle findet in der Untersuchung also keine Berücksichtigung. Dies ist notwendig, da sich der Anteil der stichprobenneutralen Ausfälle zwischen den betrachteten Erhebungen zum Teil deutlich unterscheidet. Zum einen beinhalten einige Erhebungen einen deutlich erhöhten Screeningaufwand bis zur Identifikation der eigentlichen Zielgruppe, zum anderen unterscheiden sich die Erhebungen auch ex ante in Bezug auf das Zustandekommen der neutralen Ausfälle. So sind die neutralen Ausfälle telefonischer Befragungen mit RDD-Nummern, die häufig auch zu nicht geschalteten Anschlüssen führen können, deutlich höher als die von schriftlichen oder Face-to-Face-Befragungen auf Grundlage einer Einwohnermeldeamtsstichprobe. Die Ausschöpfungsquoten unterscheiden sich in Abhängigkeit von der angewendeten Erhebungsmethode, der untersuchten Zielgruppe, dem Thema und anderen Variablen zum Teil erheblich. So variieren z. B. die Quoten bei schriftlich-postalischen Befragungen zwischen über 80 Prozent bei der 199

Folkert Aust, Helmut Schröder

Befragung von Verwaltungseinrichtungen, über 60 bis 70 Prozent bei Mitarbeitern dieser Verwaltungen, 44 Prozent bei behinderten Arbeitnehmern, rd. 40 Prozent bei Personenbefragungen zum Suchtverhalten bis hin zu 25 bis 30 Prozent bei Unternehmensbefragungen zum Investitionsverhalten. Die Ausschöpfungen der Face-to-Face-Erhebungen (CAPI, PAPI) sind dagegen deutlich homogener. Sie bewegen sich zwischen 55 und 65 Prozent bei Haushalten und Personen, können bei schwierigen Zielgruppen aber auch niedriger oder bei Spezialstudien sogar wesentlich höher liegen (z. B. Vollerhebung aller Haushalte einer Gemeinde mit knapp 90 Prozent Ausschöpfung). Bei telefonischen Befragungen (CATI) wurden im Kontext von arbeitsmarktpolitischen Evaluationen mit vorherigem Anschreiben Realisierungsquoten von 55 Prozent (Kontrollgruppen) bis 70 Prozent (Teilnehmergruppen) erzielt. Nicht angekündigte Anrufe bei Haushalten führen dagegen zu deutlich niedrigeren Ausschöpfungen zwischen 25 und 40 Prozent. Betriebsbefragungen schließen mit Ausschöpfungen von 40 bis 50 Prozent, können im Extremfall bei Spezialthemen aber auch zwischen 30 Prozent (z. B. IKT) und bis zu 70 Prozent (z. B. Berufsausbildung) variieren. Gegenstand unserer Analyse ist es, die Bedingungen für diese Varianz der Ausschöpfungen zu erklären und die Veränderungen im Zeitverlauf zu kontrollieren. Die nachfolgenden Analysen werden die Nettoausschöpfungen in logarithmierter Form zugrunde legen, um Ausreißer und die Effekte unterschiedlicher Fallzahlen zu dämpfen und die Modellanpassung zu verbessern. Für die Analyse ist auch weniger die absolute Höhe der Quote von Interesse, sondern ihre Varianz in Bezug auf die berücksichtigten unabhängigen Variablen.

4 Deskription der unabhängigen Variablen Als unabhängige Variablen werden neben dem Jahr der Erhebung die Erhebungsmethode, die Art der Stichprobe, die Art der Kontaktaufnahme, die Incentivierung und das Thema der Befragung in das Modell eingeführt. Alle betrachteten Variablen werden in kategorialer Form kodiert: Das Jahr der Erhebung ist in vier Ausprägungen gruppiert: 1990er Jahre, 2000 bis 2003, 2004 und 2005, 2006 und 2007. Auch bei der Art der Stichprobe (im Weiteren als Zielgruppe bezeichnet) werden vier Gruppen unterschieden: Personen oder Haushalte allgemein, Arbeitslose und Arbeitnehmer (zusammengefasst, da sonst zu wenige Ar200

Sinkende Stichprobenausschöpfung in der Umfrageforschung

beitnehmerbefragungen für die Analyse vorliegen), spezielle Personengruppen (Alte, Jugendliche u. a.), sowie Unternehmen, Betriebe und Behörden. Die Art der Kontaktaufnahme unterscheidet zwischen der Verwendung eines Anschreibens und einer „kalten“ Kontaktaufnahme. Analoges gilt für Erhebungen mit und ohne Einsatz eines Incentives. Das Thema der Erhebung differenziert Umfragen mit allgemeinem Bezug (z. B. European Social Survey, Alterssurvey) von Spezialerhebungen mit spezifischem Bezug für die untersuchte Zielgruppe (z. B. Gewalt gegen Frauen, Teilnahme an arbeitsmarktpolitischen Maßnahmen).4 Bei der Erhebungsmethode sind PAPI- und CAPI-Befragungen als persönliche Befragungen zusammengefasst und werden mit telefonischen (CATI) und schriftlichen Befragungen verglichen. Die Übersicht 1 weist die univariaten Häufigkeitsverteilungen dieser unabhängigen Variablen aus. 60 Prozent der untersuchten Erhebungen wurden telefonisch durchgeführt; jeweils ein Fünftel der Erhebungen erfolgte face-to-face bzw. schriftlich. Betrachtet man die Zielgruppe der Studie, so zeigt sich ein differenziertes Bild: drei der vier unterschiedenen Gruppen machen je etwa 30 Prozent der Übersicht 1: Univariate Verteilungen Jahr der Erhebung:

Anzahl

Prozent

Incentivierung:

1 1990er

17

12,9

1 ja

2 2000 bis 2003

27

20,5

2 nein

3 2004, 2005

53

40,2

4 2006, 2007

35

26,5

Methode: 1 persönlich (CAPI,PAPI)

Anzahl 28

Prozent

15

11,4

117

88,6

Anzahl

Prozent

1 kalt

38

28,8

2 Anschreiben

94

71,2

2 telefonisch (CATI)

80

60,6

24

18,2

Anzahl

Prozent

21,2

3 schriftlich

Zielgruppe:

Kontaktaufnahme:

Anzahl

Prozent

Studientypus:

Anzahl

Prozent

1 Personen, Haushalte allg.

43

32,6

1 Spezialerhebungen (Bezug spezifisch)

71

53,8

2 Arbeitslose, Arbeitnehmer

39

29,5

2 Umfragen (Bezug allgemein)

61

46,2

3 spez. Personengruppen

13

9,8

4 Unternehmen, Betriebe, Behörden

37

28,0

201

Folkert Aust, Helmut Schröder

Erhebungen aus, die spezifischen Personengruppen haben einen Anteil von 10 Prozent. Bemerkenswert ist der hohe Anteil an Erhebungen bei Arbeitslosen bzw. Arbeitnehmern, der sich durch die hohe Zahl an Evaluationsstudien zur Arbeitsmarktpolitik, die in den Jahren 2004 bis 2006 bei infas durchgeführt wurden, erklärt. Über alle Erhebungen hinweg wird deutlich, dass die Verwendung von Incentives den Ausnahmefall darstellt. Lediglich bei 15 Erhebungen wurden Incentives eingesetzt. Das Verhältnis von Erhebungen mit allgemeinem thematischen Bezug und Erhebungen mit spezifischem Bezug für die befragten Zielgruppen ist ausgewogen. Trotz der hohen Zahl telefonisch durchgeführter Befragungen liegt der Anteil von Erhebungen mit Einsatz eines Anschreibens bei 71 Prozent. Bei Studien mit Personenstichproben werden auch im Vorfeld telefonischer Befragungen regelmäßig Anschreiben eingesetzt. uebs01 Da ein spezifisches Studiendesign im Regelfall bestmöglich auf die zu untersuchende Fragestellung und Zielgruppe hin ausgerichtet wird, sind hohe Kollinearitäten zwischen den einzelnen betrachteten unabhängigen Merkmalen zu beobachten. Schriftliche Befragungen sind zum Beispiel per se mit einem Anschreiben verbunden, während telefonische Befragungen mit RDD-Nummern grundsätzlich ohne Anschreiben stattfinden müssen. Diesen und anderen Kollinearitäten wird in der multivariaten Analyse durch die Modellierung von Interaktionseffekten begegnet. Die unabhängigen Variablen werden also nicht wie in der Übersicht 1 dargestellt separat ins Modell eingeführt, sondern in spezifisch definierten Merkmalskombinationen. Dies betrifft die Merkmale Studientypus, Art der Kontaktaufnahme und Methode der Erhebung. Sie sind zu Merkmalskombinationen unter der Variable „Studiendesign“ zusammengefasst. Das Jahr der Erhebung, die Zielgruppe und die Art der Incentivierung werden als separate Kontrollvariablen verwendet.

5 Zielgruppenübergreifende Ergebnisse Auf der beschriebenen Datenbasis wurde die Veränderung bei den Stichprobenausschöpfungen in den vergangenen zehn Jahren untersucht und die Faktoren, welche den Grad der Ausschöpfung erklären, im Regressionsmodell kontrolliert. In einem ersten Schritt wurden zunächst alle 132 Studien einbezogen, für die bisher die wichtigsten Feldparameter in der Datenbank dokumentiert werden konnten. In einem zweiten Schritt konzentrierte sich 202

Sinkende Stichprobenausschöpfung in der Umfrageforschung

Übersicht 2: Multivariate Analyse: Einflussgrößen für die Stichprobenausschöpfung Regressionsmodell:

Y = LN (Nettoausschöpfung)

Jahr der Erhebung:

Beta-Koeffizient

1990er 2000 bis 2003

-0,15

2004, 2005

-0,01

2006, 2007

-0,06

Zielgruppe: Unternehmen, Betriebe, Behörden Personen, Haushalte allg.

0,00

Arbeitslose, Arbeitnehmer

-0,29

spez. Personengruppen

-0,09

Incentivierung: nein ja

0,02

Studientypus, Kontaktaufnahme und Methode: allg. Umfrage, kalt, telefonisch allg. Umfrage, mit Anschreiben, telefonisch

0,00

allg. Umfrage, kalt, persönlich

0,18

allg. Umfrage, mit Anschreiben, persönlich

0,16

allg. Umfrage, schriftlich

-0,17

Spezialerhebung, kalt, telefonisch

0,16

Spezialerhebung, mit Anschreiben, telefonisch

0,61

Spezialerhebung, kalt, persönlich

0,10

Spezialerhebung, mit Anschreiben, persönlich

0,16

Spezialerhebung, schriftlich

0,37

Alle Studien (N = 132); R-Quadrat (adjustiert): 0.22

die Analyse auf Haushalts- und Personenbefragungen, um weitere Aufschlüsse für die Optimierung dieser wohl wichtigsten Zielgruppen von Sozialforschungsvorhaben zu gewinnen. Die Ergebnisse dieser zweiten Analyserunde sind im Folgekapitel ausgeführt. Wenden wir uns zunächst der Frage zu, welche Einflussgrößen die Höhe der Stichprobenausschöpfung – über alle analysierten Sozialforschungsstudien hinweg betrachtet – determinieren. Übersicht 2 fasst die multivariate Analyse zusammen. Das Modell weist mit einem adjustierten R-Quadrat 203

Folkert Aust, Helmut Schröder

von 0,22 eine gemäßigte Erklärungskraft auf. Ergänzend werden im Folgenden auch die deskriptiven Verteilungen für einzelne Merkmale im Zeitvergleich hinzu gezogen. uebs02 Unter Kontrolle der Zielgruppen und der Erhebungsmethode belegt die Analyse durchgängig sinkende Stichprobenausschöpfungen im Zeitverlauf (Übersicht 2). Aktuelle Studien erreichen im Durchschnitt nicht mehr das Ausschöpfungsniveau, das noch in den neunziger Jahren erzielt wurde. Die Höhe der Ausschöpfung variiert allerdings erheblich zwischen den unterschiedlichen Studien. Die deskriptive Analyse verdeutlicht, dass bei allen befragten Zielgruppen die Ausschöpfungsquoten gesunken sind (Übersicht 3). Im multivariaten Modell wird unter Kontrolle des Zeitfaktors und der Erhebungsmethode deutlich, dass Organisationsbefragungen (Unternehmen, Betriebe und Behörden) und Personen- und Haushaltsbefragungen stabilere Ausschöpfungsquoten aufweisen als Befragungen spezieller Zielgruppen (Frauen, Jugendliche, behinderte Menschen) und speziell Befragungen von Arbeitnehmern und Arbeitslosen. Beide Zielgruppenbefragungen führten traditionell zu meist überdurchschnittlichen Ausschöpfungen, die sich im Zeitverlauf an die Ausschöpfung von Personen- und Haushaltsbefragungen angenähert haben. uebs03 Übersicht 3: Deskriptive Analyse: Ausschöpfungsquoten für Zielgruppen und Zeitverlauf Zielgruppe Jahr der Erhebung 1990er

4,5

2000 bis 2003 2004 und 2005

logarithmierte Ausschöpfungsquote

2006 und 2007 4,25

4

3,75

3,5 Personen, Haushalte allg. Arbeitslose, Arbeitnehmer Mittelwerte

204

spez. Personengruppen

Unternehmen, Betriebe, Behörden

Sinkende Stichprobenausschöpfung in der Umfrageforschung

Übersicht 4: Deskriptive Analyse: Ausschöpfungsquoten nach thematischem Bezug der Erhebung und Zeitverlauf Art der Erhebung Jahr der Erhebung 1990er

4,5

2000 bis 2003 2004 und 2005

logarithmierte Ausschöpfungsquote

2006 und 2007 4,25

4

3,75

3,5 Spezialerhebungen (Bezug spezifisch für Zielgruppe)

Mittelwerte

Umfragen (Bezug allgemein)

Übersicht 5: Deskriptive Analyse: Ausschöpfungsquoten nach Art der Kontaktierung und Zeitverlauf Art der Kontaktaufnahme Jahr der Erhebung 1990er

4,5

2000 bis 2003 2004 und 2005

logarithmierte Ausschöpfungsquote

2006 und 2007 4,25

4

3,75

3,5 Mittelwerte

kalt

Anschreiben

205

Folkert Aust, Helmut Schröder

Im Großen und Ganzen sind Face-to-Face-Befragungen weniger stark von den erschwerten Feldbedingungen betroffen als Telefonerhebungen und schriftliche Befragungen. Entscheidend für die Höhe der Stichprobenausschöpfung ist vor allem der unmittelbare Bezug des Untersuchungsthemas für die befragte Zielgruppe sowie der Zugang zu den befragten Populationen. Ist der Befragungsgegenstand speziell auf die Lage der Befragten zugeschnitten bzw. spricht die Untersuchung die Befragten als spezielle Zielgruppe für Programme und Interventionen an, liegen die Teilnahmequoten signifikant über den Quoten bei allgemeinen Umfragen ohne unmittelbare Zielgruppenrelevanz (Übersicht 4, S. 205). In der zeitlichen Entwicklung haben sich Spezialuntersuchungen im Erhebungsfeld insgesamt besser behauptet als allgemeine Umfragen. uebs04+05 Kontrolliert wurde auch die Art der Kontaktaufnahme zu den befragten Zielgruppen. Die deskriptive Analyse deutet darauf hin, dass bei Studien mit vorherigem Anschreiben an die Befragten im Zeitverlauf ebenso rückläufige Ausschöpfungsquoten zu beobachten sind wie bei so genannten „Kaltstudien“, bei denen der erste Kontakt durch den Interviewer erfolgt. Allerdings führt auch heute noch die vorherige Kontaktierung zu einer besseren Ausschöpfung als Kaltakquisen (Übersicht 5, S. 205). Auch für die kombinierte Variable „Studiendesign“ weist das Modell klar interpretierbare Befunde aus: Gemessen an nahezu allen anderen Studienformen erzielen telefonische Umfragen ohne speziellen thematischen Bezug zur Zielgruppe die schlechtesten Ausschöpfungen. Auch ein persönliches Anschreiben verbessert die Ausschöpfungswahrscheinlichkeit nicht spürbar. Dagegen sind Telefonerhebungen mit einem speziellen Zielgruppenbezug deutlich erfolgreicher. Insbesondere wenn dies mit einem persönlichen, vorbereitenden Anschreiben verbunden ist. Persönliche Befragungen, seien es allgemeine Umfragen oder Spezialstudien, haben insgesamt eine bessere Realisierungsquote als allgemeine Telefonumfragen. Bei schriftlichen Erhebungen kommt es entscheidend darauf an, wie sehr die Befragten unmittelbar vom Gegenstand der Erhebung betroffen sind. Allgemeine Umfragen haben noch schlechtere Realisierungsmöglichkeiten als Telefonumfragen. Schriftliche Spezialuntersuchungen sprechen dagegen die befragte Population besser an und führen zu einer deutlich besseren Ausschöpfungsquote. Bei den Auswertungen wurde auch der Einsatz von Incentives kontrolliert. Weder die deskriptive Analyse noch das multivariate Modell führen zu klaren Befunden. Die Wirkung von Incentives scheint danach äußerst gering 206

Sinkende Stichprobenausschöpfung in der Umfrageforschung

zu sein. Sie können die insgesamt abgenommene Teilnahmebereitschaft der Befragten offensichtlich nicht spürbar kompensieren. An dieser Stelle ist allerdings ein deutlicher Vorbehalt zu formulieren. Die Zahl der Studien mit Einsatz von Incentives ist für eine belastbare Bewertung sehr gering, zumal die Varianz der eingesetzten Incentives groß ist. Hier ist weitere Beobachtung und empirische Prüfung erforderlich.

6 Entwicklung bei Bevölkerungsbefragungen Die im vorangegangenen Abschnitt dargestellten Befunde beziehen sich auf sämtliche 132 Studien und schließen Betriebs- und Organisationsbefragungen mit ein. Es ist deshalb sinnvoll, abschließend die Auswertung noch einmal auf Personen- und Haushaltsbefragungen zu konzentrieren. Diese Befragungen stehen zumeist im Fokus sozialwissenschaftlicher Erhebungen und dürften vermutlich die besondere Aufmerksamkeit bei Soziologen genießen. Die im Folgenden vorgestellten Ergebnisse basieren auf 95 Studien. Bedingt durch die wesentlich homogenere Zielgruppe dieser Analyse sinkt die aufgeklärte Varianz im Regressionsmodell auf 0,13 (Übersicht 6, S. 208). Im Wesentlichen bestätigen sich die Befunde, die zuvor für die Gesamtheit der Studien berichtet wurden, auch für das Segment der Personen- und Haushaltsbefragungen. Im Vergleich zu den Basiszahlen aus den neunziger Jahren sinken die Ausschöpfungen bis heute spürbar. Insbesondere schriftliche Erhebungen und Telefonbefragungen mit allgemeinen, nicht die Zielgruppe berührenden Themenstellungen sind am stärksten von einer geringeren Teilnahmebereitschaft der befragten Populationen betroffen. Im Zeitverlauf haben allerdings auch die ehemals stärker akzeptierten, telefonischen Spezialuntersuchungen an Realisierungschancen verloren. Die Ausschöpfungsquoten haben sich denen allgemeiner Face-to-Face-Erhebungen angenähert (Übersicht 7, S. 209). uebs07 Ein gerne genutztes Mittel zur Aktivierung der Teilnahmebereitschaft ist die vorherige schriftliche Information der Befragten mittels eines Anschreibens. Ohne Berücksichtigung des Studiendesigns zeigt sich die in Übersicht 8 (S. 209) dargestellte Entwicklung: Im Allgemeinen gilt, dass Anschreiben für persönliche Befragungen Erfolg versprechender sind als bei telefonischen Befragungen, da die Befragten bei der Entgegennahme eines Telefonanrufs sehr viel spontaner entscheiden. Die Rate der Kontaktabbrüche bereits gleich zu Beginn des Gesprächs durch unkommentiertes Auflegen des Telefonhörers verdeutlicht die Schwierigkeit, überhaupt einen Kon207

Folkert Aust, Helmut Schröder

Übersicht 6: Multivariate Analyse: Einflussgrößen für die Stichprobenausschöpfung bei Bevölkerungsbefragungen Regressionsmodell:

Y = LN (Nettoausschöpfung)

Jahr der Erhebung:

Beta-Koeffizient

1990er 2000 bis 2003

-0,18

2004, 2005

-0,03

2006, 2007

-0,22

Zielgruppe: spez. Personengruppen Personen, Haushalte allg.

0,04

Arbeitslose, Arbeitnehmer

-0,17

Incentivierung: nein ja

0,08

Studientypus, Kontaktaufnahme und Methode: allg. Umfrage, kalt, telefonisch allg. Umfrage, mit Anschreiben, telefonisch allg. Umfrage, kalt, persönlich allg. Umfrage, mit Anschreiben, persönlich allg. Umfrage, schriftlich Spezialerhebung, kalt, telefonisch

-0,05 0,18 0,05 -0,11 0,16

Spezialerhebung, mit Anschreiben, telefonisch

0,49

Spezialerhebung, kalt, persönlich

0,08

Spezialerhebung, mit Anschreiben, persönlich Spezialerhebung, schriftlich Personenbefragungen (N =95); R-Quadrat (adjustiert): 0.13

0,26 -0,04

takt zum Befragten aufzubauen, bei dem auch ein Bezug zum zugesandten Brief hergestellt werden könnte. Telefonische Verkaufs- und Marketingaktionen haben offensichtlich tiefe Spuren im Kommunikationsverhalten der Bevölkerung hinterlassen. Das Regressionsmodell zeigt allerdings, dass ein solches Anschreiben vor allem bei Spezialerhebungen wirksam ist. Bei allgemeinen Umfragen kann es seine Wirkung dagegen nicht in ähnlicher Weise entfalten. ue08 208

Sinkende Stichprobenausschöpfung in der Umfrageforschung

Übersicht 7: Deskriptive Analyse: Ausschöpfungsquoten bei Bevölkerungsbefragungen nach Erhebungsmethode und Zeitverlauf Methode und Studientypus Jahr der Erhebung

4,5

bis 2003 2004 und 2005

logarithmierte Ausschöpfungsquote

2006 und 2007

4,25

4

3,75

3,5 Mittelwerte

persönlich - allgemein

telefonisch - spezifisch

telefonisch - allgemein

schriftlich - spezifisch

Übersicht 8: Deskriptive Analyse: Ausschöpfungsquoten bei Bevölkerungsbefragungen nach Erhebungsmethode, Art der Kontaktierung und Zeitverlauf Methode und Kontaktierung Jahr der Erhebung

4,5

bis 2003 2004 und 2005

logarithmierte Ausschöpfungsquote

2006 und 2007

4,25

4

3,75

3,5

Mittelwerte

persönlich - mit Anschreiben

telefonisch - kalt

telefonisch - mit Anschreiben

schriftlich

209

Folkert Aust, Helmut Schröder

7 Zusammenfassung und Ausblick „Haben Umfragen ausgedient?“ Diese Leitfrage der Frühjahrstagung der Methodensektion dürfen wir nach den vorgestellten Ergebnissen mit Fug und Recht verneinen. Die noch recht holzschnittartigen Auswertungen auf der Basis einer im Aufbau befindlichen Methodendatenbank demonstrieren, dass die Ausgangsfrage zu stark vereinfachend formuliert ist. Die Analyse belegt zwar sinkende Stichprobenausschöpfungen im Laufe von gut einer Dekade bei allen ausgewerteten Sozialforschungsstudien. Allerdings sind die Studien in Abhängigkeit von der Erhebungsmethode und dem Studiendesign unterschiedlich stark von dieser Entwicklung betroffen. Bei Face-to-Face-Erhebungen haben sich die Stichprobenausschöpfungen im Zeitvergleich am stabilsten gehalten. Und auch Telefonerhebungen mit unmittelbarem thematischen Bezug zu den Befragten laufen auch heute vergleichsweise gut. Die vorgelegten Ergebnisse zeigen allerdings auch, dass es einiger Anstrengungen bedarf, um diese Ausschöpfungsquoten zu erzielen. Insbesondere Studien mit einer Personenstichprobe, die zuvor durch ein Anschreiben informiert und umworben wird, erzielen bessere Feldergebnisse. Problematischer stellt sich allerdings die abnehmende Teilnahmebereitschaft insbesondere bei allgemeinen telefonischen Bevölkerungsumfragen dar. Kaltanrufe und selbst durch Anschreiben unterstützte Erhebungen können die rückgängige Teilnahmebereitschaft nicht auffangen. Für alle Studien, speziell aber bei allgemeinen Bevölkerungsumfragen, ist eine Palette von ausschöpfungssteigernden Maßnahmen erforderlich. Zu diesem Portfolio gehört die Konvertierung von schwer motivierbaren Zielpersonen im Rahmen von Nonresponsestudien. Dabei lassen sich zwischen acht und zehn Prozent dieser Population doch noch zur Teilnahme am Interview gewinnen. Stärker als bislang muss auch der Einsatz von Mixed-Mode-Designs ins Auge gefasst werden. Um die Selektivität von CATI-Erhebungen zu kontrollieren, ist es sinnvoll, eine Teilstichprobe face-to-face zu befragen, um Anhaltspunkte für Selektivitätsschätzer zu gewinnen. Selbstkritisch anzumerken ist an dieser Stelle die noch schwache Datenlage, auf der die vorgestellten Ergebnisse gewonnen wurden. Für einen ersten Zugang zu der Fragestellung bildeten die 132 Erhebungen eine hinreichend stabile Grundlage. Mehr Stabilität und differenziertere Analysen erfordern allerdings eine Verlängerung der Zeitreihe, indem neue Studien und weitere Studien der neunziger Jahre in die Datenbank eingepflegt werden. Der Fit der Modelle signalisiert auch noch Optimierungsbedarf bei den Kovariaten. In einem nächsten Schritt werden weitere feldrelevante Daten wie 210

Sinkende Stichprobenausschöpfung in der Umfrageforschung

die Länge der Feldzeit (ggf. auch Jahreszeit) und die Stichprobenquelle (Einwohnermeldedaten, Random Route, Telefonlistenauswahl, Random Digit Dialing usw.) kontrolliert. Diese Angaben werden derzeit vervollständigt. Die noch unzureichende Datenbasis kommt auch in der unbefriedigenden Erklärungskraft der Modelle zum Ausdruck. Dies zeugt davon, dass ausschlaggebende Faktoren noch nicht ausreichend berücksichtigt sind. In der Tat lässt sich mit den erfassten Kovariaten ein Sachverhalt noch nicht hinreichend abbilden. Die abnehmenden Realisierungsquoten sind offensichtlich weniger stark durch eine Zunahme der Verweigerungen bedingt als durch eine sinkende Erreichbarkeit der Zielgruppen: erhöhte Mobilität und Abwesenheitszeiten jüngerer Zielgruppen bei gleichzeitig erhöhter Neigung, sich nicht in Telefonverzeichnissen führen zu lassen, erhöhter Anteil von Handynutzung, häufigerer Wechsel des Providers mit entsprechendem Wechsel der Telefonnummer, Abschottung der Privatsphäre durch vorgeschaltete Anrufbeantworter und nicht zuletzt auch Probleme der Wiederauffindbarkeit nach Umzügen selbst bei intensiven Einwohnermelderecherchen. Einen Teil der Erreichbarkeitsprobleme versucht man durch eine entsprechend längere Feldzeit resp. durch Erhöhung der Kontaktversuche zu begegnen, um zumindest die Chance für häufig Abwesende (Not-at-Homes) zu begegnen. Dies löst allerdings die Wiederauffindungsprobleme bei (spurenlosem) Wechsel der Adresse und des Telefonanbieters nur unzureichend. Unbefriedigend ist auch der Kenntnisstand über die Wirkung von Incentives. Es darf zwar als gesichert gelten, dass finanzielle oder geldwerte Anreize eine unmittelbarere Wirkung entfalten als Sachwerte. Über die erforderliche Höhe und den Grenznutzen besteht allerdings erhebliche Unsicherheit. Auch die Hypothese, dass Incentives bei den Zielgruppen unterschiedlich wirken, lässt sich auf unserer Datenbasis derzeit noch nicht befriedigend prüfen. Diese Aggregatanalysen können experimentelle Studien, mit denen Verbesserungen des Feldinstrumentariums getestet werden, nicht ersetzen. Erforderlich sind insbesondere Untersuchungen zum Grenznutzen von Incentivierungen oder auch Studien zum Mixed Mode. Trotz dieser Einschränkungen geben die vorgestellten Aggregatanalysen aber auch Anhaltspunkte für die Weiterentwicklung von Studiendesigns. Durch den komparativen Vergleich zwischen Studien im Zeitverlauf wurden bei Konstanthaltung der „Institutshandschrift“ und unter Kontrolle der historischen Entwicklung einige Einflussgrößen auf die Stichprobenausschöpfung isoliert. Diese Analysen haben trotz der noch schmalen Datenlage zwei Dinge deutlich gemacht: Bei der Diskussion darüber, ob Umfragen ausgedient haben, ist eine differenzierende Argumentation erforderlich. Auch wenn die Umfrageforschung mit einer insgesamt abnehmenden Mit211

Folkert Aust, Helmut Schröder

wirkungsbereitschaft der Befragten konfrontiert ist, gibt es durchaus Ansatzpunkte für Studiendesigns, die größere Akzeptanz genießen und mitgetragen werden. Zum zweiten ist es zwingend erforderlich, angezielte Stichprobenausschöpfungen stärker an faktischen Entwicklungen als am methodisch Gewünschten festzumachen. Hier müssen von allen Beteiligten auch differenzierende empirische Fakten zu Kenntnis genommen werden.

Anmerkungen 1

2

3

4

Vortrag anlässlich der Frühjahrstagung der Sektion Methoden der Empirischen Sozialforschung der DGS „Umfragen als Methoden: Hat sie ausgedient?“ Bonn, 7.–8. März 2008. Zu diesen Studien zählen so bekannte Studien wie der European Social Survey (ESS), die European Value Study (EVS), Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe (SHARE), Alterssurvey, Jugendsurvey, Erhebungen der Hartz-Evaluation usw. Eine detaillierte Darstellung der Klassifikation würde den Rahmen dieses Artikels sprengen. Eine gute Übersicht findet sich in dem Artikel der American Association for Public Opinion Research 2006. Die Zuordnung erfolgte durch die Autoren, denen die meisten Studien aus der eigenen Mitwirkung bekannt sind, sowie durch Rückbindung an die verantwortlichen ProjektleiterInnen.

Literatur American Association for Public Opinion Research. (2006): Standard Definitions. Final Dispositions of Case Codes and Outcome Rates for Surveys. Abgerufen am 07.03.2008, von American Association for Public Opinion Research Web Site: http:// www.aapor.org/responseratesanoverview. Kruskal, W., & Mosteller, F. (1979a). Representative Sampling I. International Statistical Review, 47, 13–24. Kruskal, W., & Mosteller, F. (1979b). Representative Sampling II. International Statistical Review, 47, 111–127. Kruskal, W., & Mosteller, F. (1979c). Representative Sampling III. International Statistical Review, 47, 245–265. Kruskal, W., & Mosteller, F. (1979d). Representative Sampling IV. International Statistical Review, 47, 169–195. Rendtel, U., & Pötter, U. (1992). Über Sinn und Unsinn von Repräsentativitätsstudien. DIW Diskussionspapier Nr. 61. Berlin. Deutsches Institut für Wirtschaftsforschung. Smith, Tom W. (2003). A Review of Methods to Estimate the Status of Cases with Unknown Eligibility. Abgerufen am 07.03.2008, von American Association for Public Opinion Research Web Site: http://www.aapor.org/responserates.

212

Volker Hüfken

Volker Hüfken

Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“ „Drop-off“-Erhebungen im Rahmen der Allgemeinen Bevölkerungsbefragung (ALLBUS) 2004 Zusammenfassung Im Rahmen von persönlich-mündlichen Befragungen sind schriftliche „dropoff“-Erhebungen seit langem üblich. Insbesondere im Bereich sensitiver Themen kommt diese Erhebungsform häufig zum Einsatz. Dennoch wird eher selten die Problematik von Ausfällen bzw. der Teilnahme behandelt. Im vorliegenden Beitrag wird am Beispiel der ISSP-Erhebungen (International Social Survey Programm) der Frage nachgegangen, ob und in welchem Ausmaß es zu Ausfällen bzw. Teilnahmeverweigerungen kommt. In Ergänzung zu den demographischen und sozioökonomischen Ausfallursachen wird untersucht, ob es bei den hier untersuchten Einthemenbefragungen „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“ zu einer selektiven Teilnahme kommt. Im Mittelpunkt der Analysen stehen dabei das politische Interesse, postmaterialistische Wertorientierungen sowie die Lesekompetenz.

Abstract ISSP participation, Citizenship 2004, and National Identity 2003 Drop-off questionnaires within the German General Social Survey (ALLBUS 2004) Within the scope of personal interviews, self-administered questionnaires carried out as drop-off have been commonly used for a long time, particularly in the range of sensitive topics. However, questions with regard to non-response or participation have rarely been discussed. This study will examine if and to which extent refusal of participation happens at the example of the ISSP questionnaires (International Social Survey Program), which were carried out in the framework of the German General Social Survey 2004 (ALLBUS). In addition to the demographic and socioeconomic drop-out causes this study will examine whether the questionnaires ,Citizenship 2004‘ and ,National Identity 2003‘ dealing with one subject only, lead to selective participation. Political interest, postmaterialistic values as well as reading ability and health indicators are the focus of the analysis.

213

Volker Hüfken

1 Einleitung und Problemstellung Schriftliche Befragungen, die im Anschluss an ein persönlich mündliches Interview durchgeführt werden, sind in der Umfrageforschung seit langem üblich. Dillman (1983, 373) stellt diese Erhebungsform für unterschiedliche Fragestellungen und den damit verbundenen Vorteilen dar. In Rückgriff auf die Arbeiten von Sudman & Bradburn (1974) werden von Dillman insbesondere die positiven Effekte auf die Antwortqualität bei sensitiven Themen dargestellt. Weniger klar ist die Befundlage über das Ausmaß der Teilnahme an solchen zusätzlichen schriftlichen Interviews. Wie aus einer Übersicht für den ISSP aus dem Jahr 1995 zu entnehmen ist, werden in drop-off-Erhebungen, je nach Ausfallberechnung1, Teilnahmequoten von 50–80% erzielt (Couper & de Leeuw 2003, 161). Auch in internationalen Altenstudien wie im SHARE-Projekt (Börsch-Suspan & Jürges 2005) wurden schriftliche Zusatzerhebungen im Rahmen der persönlich-mündlichen Befragung als drop-off durchgeführt. Vergleicht man die erzielten Responseraten, so konnten auch im SHARE-Projekt, über alle Länder hinweg, Quoten von 70–93% erzielt werden (De Luca & Peracchi 2005, 100). Schwankungen die, so die Arbeiten von De Heer (1999), De Heer & De Leeuw (2002) und Billiet et al. (2007), für international vergleichende Bevölkerungsumfragen durchaus üblich sind. Aber auch auf nationaler Ebene variieren die Teilnahmequoten. Anzunehmen ist daher, dass nicht nur kulturelle Aspekte, sondern auch der Umfang, die Themen und unterschiedliche Prozeduren der Erhebung mitverantwortlich für die Schwankungen in den Responseraten sind.2 So verweisen Herzog & Kulka (1989, 71) auf den Einsatz von Nachfassaktionen die eine Steigerung der Responserate, von ca. 60 auf über 80% bei hinterlegten Fragebögen, erzielen könnten. Schaut man sich daraufhin die Prozeduren der drop-off-Erhebung im „Interviewer Project Manual“ des SHARE-Projekt etwas genauer an, so zeigen sich dort unterschiedliche Vorgehensweisen.3 Welche Vorgehensweise sich im Hinblick auf die Teilnahme als die brauchbarere Variante erweist, scheint relativ klar. „When the supplement is also conducted by personal interview immediately after the main interview nonresponse will be minimized“ (Sheatsley 1984, zitiert aus Smith 1987). „Der Grund dafür liegt darin, dass diese Art des Drop-off’s von den meisten Befragten als kontinuierliche Fortsetzung des eigentlichen Interviews empfunden wird“ (Schnell 1997, 144). Ähnlich argumentieren Noelle-Neumann, & Petersen (2005, 316): „Er sorgt jeweils dafür, das der Fragebogen nicht unbeantwortet liegen bleibt, wodurch die Gefahr der Verzerrung der Stichprobe durch Ausfälle vermieden wird. Außerdem kann er darauf achten, dass die Auskunftsperson den Bogen allein ausfüllt, ohne sich mit Familienangehörigen zu beraten.“ 214

Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“

In einer Arbeit von Becker & Günther (2004) zum delinquenten Verhalten, konnte auf der Basis der Allgemeinen Bevölkerungsumfrage (ALLBUS 2000) gezeigt werden, dass sich der Anteil der Verweigerer durch die Anwesenheit des Interviewers auf maximal 13,2 Prozent belief. Aber auch bei dieser Vorgehensweise sind die Quoten nicht konstant. Schaut man sich die Ausschöpfungsquoten der im Rahmen des International Social Survey Program (ISSP) durchgeführten Erhebungen für die Bundesrepublik Deutschland der vergangenen Jahren genauer an, variieren diese nicht nur über die Zeit, sondern verlaufen auch je nach Region, hier der Vergleich zwischen West- und Ostdeutschland, unterschiedlich (Tabelle 1). Trotz der vergleichbaren Erhebungsbedingungen4 einschließlich der Anwesenheit des Interviewers, variieren die Ausschöpfungsquoten5. tab01 Tabelle 1: Completion Rate und Response Rate des ISSP in der Zeit von 1999 bis 2004 Jahre 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

West Resp.b Compl.a 36,0 38,5 40,9 41,1 34,7 36,3 34,8

42,2 45,2 46,0 45,7 38,9 40,2 39,2

Ost Compl. Resp. 43,6 44,9 41,8 41,2 38,7 38,5 41,1

49,8 51,8 46,5 45,5 43,6 42,6 45,2

Gesamt Compl. Resp. 38,4 40,5 41,2 41,1 35,9 36,9 36,7

44,6 47,2 46,1 45,6 40,4 40,9 41,2

Quelle: Zentralarchiv für Empirische Sozialforschung 2006. a Completions/total sample issued (issp Codebook). b Completions/eligible sample. Eigene Berechnung auf der Basis der Angaben im ISSP codebook.

In der vorliegenden Arbeit werden jedoch weniger die ost-west-spezifischen noch die zeitlichen Aspekte des Ausfalls näher untersucht, sondern es wird primär der Frage nachgegangen, welche Gruppen sich der weiteren Teilnahme an den ISSP-Erhebungen, die im Anschluss an ein persönlichmündliches Interview – der Allgemeinen Bevölkerungsumfrage (ALLBUS 2004) – durchgeführt wird, entziehen bzw. verweigern. Da es sich beim ISSP um eine schriftliche Befragung handelt, ist davon auszugehen, das eher6 solche Befragtengruppen ausfallen, wie sie in der o. g. Arbeit von Becker und Günther und der allgemeinen Literatur zur schriftlichen Befragung berichtet werden. 215

Volker Hüfken

Danach sind insbesondere Personen aus unteren sozialen Schichten, Ältere7, allein lebende, gesundheitlich Beeinträchtigte und Immigranten – diese insbesondere auf Grund der sprachlichen Schwierigkeiten – weniger teilnahmebereit (vgl. u. a. Mangione 1995; Cohen & Duffy 2002; Couper & de Leeuw 2003). Auch wird im Rahmen selbstadministrierter Erhebungen darüber berichtet, dass es zu einer stärkeren selektiven Teilnahme in Abhängigkeit vom Thema der Untersuchung kommt (Groves et al. 2006). Dies scheint jedoch nicht auf den Modus der Datenerhebung allein begrenzt. Mündliche Befragungen mit einer entsprechenden Themenschwerpunktsetzung zeigen ähnliche Selektionsmuster. So konnte beispielsweise im Rahmen von Wahlstudien (u. a. Couper 1997; Loosveldt et al. 2002; Voogt & Van Kampen 2002) oder auch im Kontext zentraler gesellschaftspolitischer Ereignisse, wie der Volkszählung in der Bundesrepublik Deutschland (Scheuch et al. 1989), der Einfluss des politischen Interesses auf die Teilnahme dargelegt werden. Die Teilnahme an Umfragen, so die Ergebnisse auf der Basis des Schweizer Haushalts-Panel, scheint jedoch nicht nur vom Interesse an Politik, sondern vom sozialen wie auch vom politischen Engagement mitbestimmt (Lipps 2007) zu sein – Befunde, wie sie bei Brehm (1993) oder bei Voogt & Saris (2003) in vergleichbarer Weise berichtet werden. Wenn nun politisches Engagement, wie die Beteiligung an Demonstrationen, Streiks oder Boykottaufrufen, einen Ausdruck veränderter politischer Partizipation darstellt, so ist dies nach Inglehart (1997, 43) eher unter den Personen zu beobachten, deren Wertorientierungen diese Beteiligungsformen eher präferieren. Demzufolge sollten Personen mit postmaterialistischen Wertorientierungen sich eher an Umfragen beteiligen als Personen mit materialistischen Wertorientierungen. Bezüglich der Voraussetzung zur Teilnahme an selbstadministrierten Befragungen wird schon in früheren Arbeiten (Goode & Hatt 1952, 1965) auf die Schreib- und Lesekompetenz verwiesen. Berücksichtigt man den Anteil der funktionellen Analphabeten in der Bundesrepublik Deutschland, so dürfte dieser bei ca. 1 bis 6% der Gesamtbevölkerung liegen (Schnell 1991). Döbert & Hubertus (2000, 25) gehen von einer vergleichbaren Größenordnung aus – sie berichten von 4 Millionen Personen. Ergänzend kommt hinzu, das Personen, die zu schreiben gewohnter sind, so Eckardt (1969, 13), oder eine größere Vertrautheit mit der Schriftform mitbringen, so Scheuch (1973, 126), sich an schriftlichen Befragungen vermutlich besser oder auch eher beteiligen. Turner et al. (1992, 304) verweisen auf das Problem der Lesefähigkeit im Rahmen des National Household Survey of Drug Abuse (NHSDA): „The use of self-administered answer sheets (as well as CASI) does pose a serious problem when surveying persons with poor reading skills. For this segment of the population (estimated to be 10 to 20 percent of U. S. adult), . . . from this seg216

Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“

ment of the population will be less complete obtained from respondents receiving the self-administered version of the survey.“ Bezieht man die Ergebnisse aus dem National Adult Literacy Survey von 1990 in die Betrachtung mit ein, so berichten Kirsh et al. (1993, 16) sogar von „nearly one-fourth of the U. S. adult population has extremely limited literacy in English“. Neuere Berechnungen gehen von ca. 20 Prozent aus (Kaestle et al. 2001). Dies so Tourangeau et al. (2000, 303) hätte entsprechende Folgen: „Individuals at this level of literacy are likely to have difficulty completing all but the simplest questionnaires and, in some cases, even that will exceed their ability to process written material. The level of cognitive difficulty associated with the method of date collection is likely to affect both the proportion of the sample able to participate in the survey and the rate of missing data among those who do take part.“ Der im Rahmen des 1990er-Zensus durchgeführte Survey of Census Participation (SCP) zeigt erstmalig in einer groß angelegten Studie, dass „literacy und facility with English“ die Teilnahme am Zensus beeinflusste (Couper, & Singer, & Kulka 1998). Inwiefern allein die Lesefähigkeit oder die berufsbedingte Vertrautheit mit Schriftlichem oder nicht auch die mit der Lesefähigkeit assoziierten kognitiven Kompetenzen (Conlon et al. 2006) für eine Teilnahme an Umfragen mitverantwortlich sind, ist bisher ungeklärt.

2 Zielsetzung und Vorgehen In der folgenden Untersuchung geben zunächst Ausfallanalysen auf der Ebene sozialer Merkmale8 Aufschluss darüber, in welchen Subgruppen eine Fortführung des Interviews erfolgreich verlief oder es zu bekannten Mustern des Ausfalls kommt. Unter Einbeziehung gesundheitsrelevanter Merkmale9 soll geklärt werden, inwieweit temporäre oder chronische Erkrankungen einer weiteren Teilnahme entgegenstehen. Gesellschaftliche, kulturelle oder politische Merkmale10 und deren Einfluss auf die Teilnahme werden anhand des Postmaterialismus-Index, der Häufigkeit des Lesens von Büchern11 und den Angaben zum politischen Interesse untersucht. Da die Merkmale untereinander korreliert sind (z. B. haben jüngere Personen häufiger einen höheren Schulabschluss, sind eher ledig oder sind gesundheitlich weniger eingeschränkt oder, wie Kirsh berichtet [1993, 52], „Respondents who reported having any type of physical, mental, or health condition demonstrated much more limited literacy skills than those in the population as a whole.“), wurden multivariate Berechnungen durchgeführt. Inwieweit die demographischen und sozioökonomischen Einflüsse auf die Teilnahme eigenständige oder auf gesundheitliche oder 217

Volker Hüfken

gesellschaftliche, kulturelle oder politische Merkmale zurückzuführen sind, wird mittels schrittweiser logistischer Regressionen, anhand von vier Modellen, analysiert. Im Ausgangsmodell werden zunächst alle demographischen und sozioökonomischen Merkmale in die Analyse einbezogen. Im anschließenden zweiten Modell werden zu den demographischen und sozioökonomischen die gesundheitsbezogenen Merkmale und im dritten Modell statt der gesundheitsbezogenen Merkmale, Merkmale mit gesellschaftlichem, kulturellem und politischen Bezug analysiert. Im vierten Modell gehen abschließend alle genannten Merkmale in die Analyse ein. Basis der vorliegenden Arbeit bildet eine Sekundäranalyse der „Allgemeinen Bevölkerungsumfrage der Sozialwissenschaften (ALLBUS) aus dem Jahre 2004. Grundgesamtheit sind alle erwachsenen Personen, die in der Bundesrepublik Deutschland in Privathaushalten wohnen (Haarman et al. 2006, 12). Im Rahmen einer computerunterstützten mündlichen Befragung (computer assisted personal interview: CAPI) wurden insgesamt 2946 Personen befragt, wobei im Anschluss an das persönlich-mündliche Interview im Split bei jeweils der Hälfte12 der Befragten der schriftliche Fragebogen der ISSP-Module „Bürger und Staat“ und „Nationale Identität“ als drop-off übergeben wurde. 1287 Personen haben sich am Zusatzmodul „Nationale Identität“ und 1332 am Modul „Bürger und Staat“ beteiligt. Insgesamt haben 337 Personen an keiner der beiden ISSP-Befragungen teilgenommen. Unter Berücksichtigung des disproportionalen Stichprobenansatzes13 ergibt dies einen Anteil von 11,4 Prozent14. Ausfälle auf Frageebene, insbesondere beim Einkommen aber auch beim Berufsprestige (nicht zuzuordnen), Postmaterialismusindex und chronischen Erkrankungen, wurden von der Analyse nicht ausgeschlossen. Dies geschah aus unterschiedlichen Überlegungen. In multivariaten Berechnungen hätte der Ausschluss fehlender Werte15 eine erhebliche Reduzierung der Fallzahl und bei den Parameterschätzungen Ungenauigkeiten zur Folge gehabt. Darüber hinaus kann auf aktuelle Arbeiten zum Zusammenhang von item-nonresponse und unit-nonresponse (Loosveldt et al. 2002; Mason et al. 2002) Bezug genommen werden.

3 Ergebnisse Wie den Angaben aus Tabelle 2 zu entnehmen ist, weichen die Ausfälle in den einzelnen Subgruppen meist nur um wenige Prozentpunkte von der Gesamtausfallquote (11,4 Prozent) ab. Die geringen Abweichungen drücken sich auch in den schwachen Korrelationen aus. Dennoch konnten insge218

Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“

samt für acht der fünfzehn Befragtenmerkmale signifikante Unterschiede ermittelt werden. Bei zwei Merkmalen (Einkommen und chronische Erkrankung) ist dieser Zusammenhang jedoch allein durch die Nichtbeantwortung – item-nonresponse – der jeweiligen Frage verursacht. Geschlechtsspezifische Unterschiede bezüglich der Teilnahme am ISSP konnten nicht ermittelt werden. Auch zeigen sich in den einzelnen Altersgruppen kaum Unterschiede. Lediglich bei den über 75-Jährigen liegt der Anteil der Nicht-Teilnahme mit 15,5 Prozent um vier Prozentpunkte über dem Durchschnitt. Personen ohne einen Schulabschluss verweigern überproportional die Teilnahme an der ISSP-Erhebung. Dies gilt auch für Schüler und in noch stärkerem Maße für die Personen, die einen anderen Schulabschluss haben. Personen, die in einem Haushalt mit einem hohen Einkommen leben, beteiligen sich stärker als diejenigen mit einem niedrigen Einkommen. Werden die Angaben zum Einkommen verweigert bzw. werden keine Angaben gemacht, sind es auch diejenigen Personen, die eine Teilnahme an der dropoff-Erhebung überproportional verweigern. Hinsichtlich der Erwerbstätigkeit und des Berufsprestiges, hier nach Treiman eingruppiert, lässt sich lediglich für die Personengruppe, deren Berufsprestige „nicht zuzuordnen“16 ist, eine deutlich höhere Ausfallrate beobachten. Dies verwundert, da die Vertrautheit mit der Schriftform in Berufspositionen mit einem hohen Prestigewert eher Alltag der beruflichen Tätigkeit oder es zumindest weitaus üblicher ist als bei Personen in Berufen mit einem niedrigeren Prestigewert. Beim Familienstand sind es die Geschiedenen und die verheiratet getrennt Lebenden, bei denen eine stärkere Teilnahme zu beobachten ist als bei denen, die verheiratet zusammenleben oder verwitwet sind. Aber auch in dieser Gruppe fällt die Differenz mit maximal fünf Prozentpunkten eher niedrig aus. Anders dagegen bei den Personen, die mehr als eine oder keine Staatsangehörigkeit haben. Deren Ausfall liegt mit 21% weit über dem Durchschnitt. Hinsichtlich gesundheitlicher Beeinträchtigungen, gesellschaftlicher und kultureller Orientierungen sind die Ausfälle zwar für fünf der sechs verwendeten Merkmale signifikant, jedoch ist das Ausmaß mit wenigen Prozentpunkten gering. Bezogen auf die gesundheitliche Lage zeigt sich ein kurvilinearer Verlauf. So nehmen die Personen an der weiteren ISSP-Erhebung nicht teil, die ihre Gesundheit als sehr gut, weniger gut oder schlecht einschätzen. Unterschiede in der Teilnahme bei chronisch Erkrankten oder Personen mit einer akuten Erkrankung konnten nicht ermittelt werden. Ähnlich wie zuvor beim Einkommen und beim Berufsprestige, so sind es auch hier diejenigen, die überproportional die Teilnahme am ISSP verweigern, die zuvor die Frage nach chronischen Erkrankungen und zum Postmaterialismus unbeantwortet ließen. tab02 219

Volker Hüfken

Tabelle 2: Nichtteilnahme vs. Teilnahme nach Befragtenmerkmalen der ISSP-Zusatzerhebungen im ALLBUS 2004 (in%) NichtTeilnahme Teilnahme (n = 2.619) (n = 327)

Variable Gesamt

11,4

88,6

Geschlecht ϕ = –0,00

Männlich Weiblich

11,2 11,6

88,8 88,4

Alter Cramérs V = 0,05+

18–29 Jahre 30–44 Jahre 45–59 Jahre 60–74 Jahre 75 Jahre und mehr

10,7 10,0 13,2 10,7 15,5

89,3 90,0 86,8 89,3 84,5

Bildung Cramérs V = 0,04

Ohne Abschluss Volks-/Hauptschule Mittlere Reife Fachhochschulreife Hochschulreife Anderer Abschluss Schüler

14,7 12,2 9,6 11,4 11,7 22,2 16,7

85,3 87,8 90,4 88,6 88,3 77,8 83,3

Einkommen Cramérs V = 0,11***

bis 999 1.000–1.999 2.000–2.999 3.000–3.999 4.000–4.999 5.000 und mehr verweigert k. A.

11,0 10,9 13,0 7,6 10,0 7,1 14,2 35,4

89,0 89,1 89,2 90,2 88,2 92,9 85,8 64,6

Erwerbstätigkeit Cramérs V = 0,04

ganztags halbtags nebenher nicht erwerbstätig

10,3 9,5 11,9 12,6

89,7 90,5 88,1 87,4

unteres mittleres oberes nicht zuzuordnen

11,4 11,9 9,6 25,6

88,6 88,1 90,4 74,4

Berufsprestige (Treiman nach Terwey) Cramérs V = 0,10***

220

Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“

Familienstand Cramérs V = 0,06*

verheiratet zusammen verheiratet getrennt verwitwet geschieden ledig

12,5 8,9 13,0 6,1 9,7

87,5 91,1 87,0 93,9 90,3

Staatsangehörigkeit ϕ = –0,09***

Deutsche Andere/neben 2.

10,5 21,6

89,5 78,4

Erhebungsgebiet ϕ = 0,03

Alte Bundesländer Neue Bundesländer

11,9 9,5

88,1 90,5

Sehr gut Gut Zufriedenstellend Weniger gut Schlecht

14,1 10,6 9,9 13,2 15,1

85,9 89,4 90,1 86,8 84,9

Krank in den letzten 4 Wochen Ja ϕ = 0,02 Nein

9,9 11,8

90,1 88,2

Chronisch erkrankt Cramérs V = 0,09***

nicht erkrankt mindestens eine k. A.

12,2 10,5 43,5

87,8 89,5 56,5

Politisches Interesse Cramérs V = 0,06*

Sehr stark Stark Mittel Wenig Überhaupt nicht

10,3 8,6 11,5 12,1 16,2

89,7 91,4 88,5 87,9 83,8

Inglehart-Index Cramérs V = 0,07**

Postmaterialist PM-Mischtyp M-Mischtyp Materialist weiss nicht k. A.

11,9 9,0 11,3 15,0 16,2 27,3

88,1 91,0 88,7 85,0 83,8 72,7

Bücher lesen Cramérs V = 0,06*

Täglich Mind. 1×/Woche Mind. 1×/Monat Seltener Nie

9,0 10,0 13,9 11,0 14,6

91,0 90,0 86,1 89,0 85,4

Selbsteinschätzung der Gesundheit Cramérs V = 0,05+

+ p ≤ 0,10; *p ≤ 0,05; **p ≤ 0,01

221

Volker Hüfken

Die signifikanten Zusammenhänge zwischen politischem Interesse, dem Postmaterialismus und der Teilnahme fallen eher schwach aus. Betrachtet man zudem die Teilnahme am ISSP für die einzelnen Gruppen genauer, so sind es die „Materialisten“ und die politisch „überhaupt nicht“ interessierten, die überproportional ausfallen. Bei der Frage nach der Lesehäufigkeit von Büchern zeigt sich ebenfalls ein signifikanter Zusammenhang mit der Teilnahme am ISSP. Personen, die angaben, „täglich“ im Buch zu lesen, nahmen eher und Personen, die angaben, „nie“ in Büchern zu lesen, nahmen weniger häufig an der ISSP-Zusatzerhebung teil. Prüft man in einem multivariaten Modell die Einflüsse der Befragtenmerkmale erhält man die Nettoeffekte auf die Teilnahme am ISSP. Im Rahmen der binären logistischen Regression bietet sich eine Modellspezifikation an, wonach die Wahrscheinlichkeiten für die Teilnahme am ISSP auf der Ebene einzelner Kategorien ermittelt werden. Somit erhält man genauere Informationen darüber, wie sich die Subgruppen in ihrer Teilnahmewahrscheinlichkeit unterscheiden. Auch wird der Frage nachgegangen, inwiefern die demographischen und die sozioökonomischen Einflussfaktoren unabhängig von der gesundheitlichen Lage, dem politischen Interesse, den Wertorientierungen und der Lesehäufigkeit sind. Insgesamt wurden vier Modelle gerechnet. Welchen Einfluss die demographischen und sozioökonomischen Merkmale auf die Teilnahme an den ISSP-Modulen haben, wurde im ersten Modell untersucht. Im zweiten Modell gehen die drei gesundheitlichen Merkmale als intervenierende Einflüsse auf die demographischen und sozioökonomischen Determinanten in die Analyse mit ein. Im dritten Modell wird untersucht, welche moderierenden Effekte durch das politische Interesse, die Wertorientierungen und die Häufigkeit des Lesens von Büchern auf die sozialen Merkmale und auf die Teilnahme direkt ausgehen. Im vierten Analyseschritt wird ein vollständiges Modell gerechnet. Wie zuvor berichtet, zeigen sich auch in der multivariaten Analyse vergleichbare Effekte auf die Teilnahme am ISSP (siehe Tabelle 3, S. 223). So ist die Teilnahme vom Alter, der Bildung, dem Einkommen, dem Berufsprestige, dem Familienstand und der Staatsangehörigkeit abhängig. Betrachtet man die Wahrscheinlichkeiten der jeweiligen Kategorien, so sind es beim Einkommen diejenigen, die am ISSP nicht teilnehmen, die ihre Angaben zum Einkommen verweigerten. Beim Berufsprestige sind es diejenigen, die sich hinsichtlich des Berufsprestiges nicht näher zuordnen lassen. Auch ist bei der Schulbildung und dem Familienstand ein negativer signifikanter Effekt auf die Teilnahme bei den Schülern und den verheiratet Zusammenlebenden zu beobachten. Ein positiver Effekt auf die Teilnahme zeigt sich bei 222

Ohne Abschluss

Schulbildung

Einkommen

18–29 years 30–44 years 45–59 years 60–74 years 75 + years

Alter

< … 999 … 1.000–1.999 … 2.000–2.999 … 3.000–3.999 … 4.000–4.999

Volks/Hauptschule Mittlere Reife Fachhochschulreife Hochschulreife Anderer Abschluss Schüler

Male Female

Geschlecht

311 942 389 283 444

1.176 982 166 495 9 32

66

493 861 708 656 208

1.445 1.481

n

1 1,035 0,881 1,571 1,237

0,719 0,800 0,603 0,608 0,560 0,294 +

1

1,640 1,548 1,183 1,656 * 1

1 0,988

I

1 1,010 0,842 1,539 1,225

0,738 0,839 0,658 0,631 0,560 0,290 +

1

1,962 * 1,742 + 1,258 1,667 * 1

1 0,972

II

Modell

Tabelle 3: Teilnahme an den ISSP-Modulen „Bürger und Staat“ und „Nationale Identität“ Odds ratio (ALLBUS 2004; N = 2.946)

1 1,010 0,877 1,469 1,158

0,610 0,642 0,446 + 0,429 * 0,406 0,241 *

1

1,670 1,575 1,179 1,605 + 1

1 1,010

III

1 0,988 0,844 1,457 1,152

0,637 0,681 0,492 0,455 + 0,413 0,242 *

1

2,063 * 1,825 * 1,273 1,661 * 1

1 0,984

IV

Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“

223

224

ganztags halbtags nebenher nicht erwerbstätig

unteres mittleres oberes nicht zuzuordnen

verheiratet zus. verheiratet getr. verwitwet geschieden ledig

Andere/neben 2. Deutsch

Sehr gut gut zufriedenstellend weniger gut schlecht

Berufstätigkeit

Berufsprestige

Familienstand

Staatsangehörigkeit

subjektive Gesundheit

> … 5.000 refusal no answer

447 1.243 806 302 128

208 2.718

1.765 42 218 203 698

927 847 1.044 108

1.207 209 158 1.352

99 416 42

n

1 2,358 ***

0,701 * 1,297 0,920 1,667 1

1 0,888 1,156 0,437 ***

1 1,097 0,937 0,983

1,762 0,785 0,248 ***

I

0,965 1,335 1,553 0,851 1

1 2,221 ***

0,706 + 1,329 0,927 1,639 1

1 0,883 1,169 0,425 ***

1 1,086 0,923 0,986

1,829 0,780 0,251 ***

II

Modell

1 2,218 ***

0,686 + 1,402 0,957 1,638 1

1 0,844 1,069 0,450 **

1 1,076 0,891 0,963

1,698 0,759 0,241 ***

III

0,898 1,268 1,487 1,146 1

1 2,112 **

0,694 + 1,430 0,959 1,612 1

1 0,847 1,090 0,436 **

1 1,066 0,870 0,950

1,785 0,760 0,247 ***

IV

Volker Hüfken

ja nein

k. A. Postmaterialist PM-Mischtyp M-Mischtyp Materialist

sehr stark stark mittel wenig überhaupt nicht

Inglehart-Index

Politisches Interesse

+ p ≤ 0,10; * p ≤ 0,05; ** p ≤ 0,01; *** p ≤ 0,001

Konstante R² (Nagelkerke)

täglich mind. 1×/Woche mind. 1×/Monat seltener nie

Bücher lesen

Chronische Erkrankung keine mind. eine k. A.

akut erkrankt

245 591 1.167 645 278

71 593 971 811 480

535 583 374 888 546

1.230 1.675 21

585 2.341

n

4.446 ** 0,059

I

3.440 * 0,072

1 1,237 0,241 **

1 0,851

II

Modell

3.463 * 0,074

1,561 1,851 * 1,287 1,315 1

1,266 0,945 1,414 + 1,186 1

1,524 + 1,388 0,863 1,168 1

III

2.844 + 0,088

1,473 1,763 * 1,201 1,283 1

1,242 0,938 1,436 * 1,191 1

1,565 * 1,391 0,865 1,171

1 1,226 0,248 ***

1 0,825

IV Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“

225

Volker Hüfken

den 60- bis 74-Jährigen. Deren Wahrscheinlichkeit, sich zu beteiligen, erhöht sich im Verhältnis zu den über 75-Jährigen um 65%. Der bedeutsamste Effekt geht von der Staatsangehörigkeit aus. Bei den Personen, die ausschließlich eine deutsche Staatsangehörigkeit haben, ist die Wahrscheinlichkeit der Teilnahme um das 1,35-fache höher als in der Vergleichsgruppe. tab03 Die Ergebnisse aus Modell II verdeutlichen, dass kein Effekt von den gesundheitsbezogenen Merkmalen auf die Teilnahme ausgeht. Wie zuvor schon beim Einkommen und Berufsprestige berichtet, bleibt auch hier der negative Effekt auf die Teilnahme für die Gruppe bestehen, die keine Angaben zu dauerhaften Erkrankungen machten. Dennoch sind leichte moderierende Einflüsse von Gesundheit auf den nunmehr signifikanten Alterseffekt beobachtbar. Vergleicht man die Teilnahmewahrscheinlichkeiten der einzelnen Altersgruppen in Modell I mit den Werten aus Modell II sind diese erhöht. Bei genauerer Analyse zeigt sich, dass die nunmehr sichtbaren Alterseffekte nicht allein auf die gesundheitliche Lage, sondern auch durch den item-nonresponse zu chronischen Erkrankungen mitbedingt sind. Es waren die jüngeren Gesunden, die überproportional die Frage nach einer dauerhaften Erkrankung nicht beantwortet hatten. In Modell III werden die gesellschaftlichen Aspekte und deren moderierender Einfluss auf die demographischen und sozioökonomischen Determinanten der Teilnahme überprüft. Auch hier zeigen sich, wie zuvor in den bivariaten Analysen berichtet, signifikante Effekte für starkes politisches Interesse, tägliches Lesen von Büchern und dem PM-Mischtyp. Für die meisten demographischen und sozioökonomischen Merkmale bleiben die Effekte, auch unter Kontrolle der drei gesellschaftsbezogenen Merkmale, bestehen. Anders beim Einfluss der Schulbildung auf die Teilnahme. Hier zeigen sich nunmehr zum Teil signifikante negative Effekte auf die Teilnahme. Die Wahrscheinlichkeit, sich an der ISSP-Befragung nicht zu beteiligen, ist danach bei den Schülern und bei den Personen mit einer Hochschulreife im Verhältnis zu den Personen ohne einen Schulabschluss signifikant. Zu vermuten ist, dass es sich um einen wie im Schweizer Household-Panel beobachteten Effekt handelt. „This may be a result from a conflict between the higher interest in the topic by higher educated . . .“ Lipps (2007, 59) Im abschließenden vierten Modell bestätigen sich die aus den jeweiligen einzelnen Analyseschritten dokumentierten Ergebnisse.

226

Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“

4 Zusammenfassung und Schlussbetrachtung Schriftliche Zusatzerhebungen, die im Anschluss an persönlich-mündliche Befragungen zum Einsatz kommen, sind in der empirischen Sozialforschung seit langem üblich. Diese Form der ergänzenden Befragung wird unterschiedlich administriert: postalisch, also die Zusendung des Fragebogen durch den Befragten an das Institut, oder die Mitnahme des Fragebogens durch den Interviewer. Wartet der Interviewer im Anschluss an das persönlich-mündliche Interview, bis der schriftliche Fragebogen ausgefüllt ist, wird dies als eine Art Fortführung der Interviewsituation gesehen. Nach einer persönlich-mündlichen Befragung, im vorliegenden Fall betrug das Interview im Durchschnitt ca. 50 Minuten, ist vermutlich nicht jeder zu einer weiteren schriftlichen Befragung bereit. Empfindet der Befragte zudem den anschließenden schriftlichen Teil des Interviews nicht als Entlastung, sondern eher als Belastung, ist eine stärkere Zurückhaltung bzw. Nicht-Teilnahme zu erwarten (Sharp & Frankel 1983; Bradburn, 1979). Diese und andere Fragen sind in der Literatur zu drop-off-Erhebungen bisher kaum behandelt. Lediglich Hinweise allgemeiner Art finden sich in der Literatur, wobei sich dies auch eher nur über Methodenberichte oder Studienbeschreibungen erstreckt. In einer Übersicht zum Ausfall beim ISSP aus dem Jahr 1995 ist zu entnehmen, dass bei den drop-off-Erhebungen Teilnahmequoten von 50–80% erzielt wurden (Couper & de Leeuw 2003, 161) – Variationen, wie sie für international vergleichende Bevölkerungsumfragen durchaus üblich sind (vgl. u. a. De Heer 1999). Dabei handelt sich jedoch nicht allein um kulturspezifische Unterschiede der Teilnahmebereitschaft (Johnson et al. 2002). Vielmehr ist davon auszugehen, dass die unterschiedlichen Prozeduren der Felderhebungen in den jeweiligen Ländern für die variierenden Responseraten mitbestimmend sind. Für die ISSP-Erhebung im Jahr 2005 wurde erstmalig ein systematischer Überblick darüber erstellt, welche Maßnahmen gegen die Nicht-Teilnahme in den jeweiligen Ländern ergriffen wurden (Smith 2007). Im Zusammenhang mit der Teilnahme kommt dem Interviewer eine Besondere Bedeutung zu. So gilt seine Anwesenheit als wesentlich für die Teilnahme und die Datenqualität (Schnell 1997; Noelle-Neumann & Petersen 2005). Einen Hinweis darauf findet man in der Arbeit von Becker & Günther (2004). Die Autoren berichten von einem Ausfall, der lediglich 13,2 Prozent beträgt, und dies bei einer sensitiven Thematik, dem abweichenden Verhalten. Auch berichten Becker & Günther (2004) von Ausfällen in einigen Subgruppen, wie sie für selbstadministrierte Erhebungen 227

Volker Hüfken

durchaus üblich sind. So gelten insbesondere Personen aus unteren sozialen Schichten, Ältere, allein lebende, gesundheitlich Beeinträchtigte und Immigranten – diese insbesondere auf Grund der sprachlichen Schwierigkeiten – als weniger teilnahmebereit (vgl. u. a. Mangione 1995; Cohen & Duffy 2002; Couper & de Leeuw 2003). Im Rahmen selbstadministrierter Erhebungen wird zudem darüber berichtet, dass es zu einer stärkeren selektiven Teilnahme in Abhängigkeit vom Thema der Untersuchung kommt (vgl. u. a. Groves et al. 2006). Auch gilt die Schreib- und Lesefertigkeit seit langem als bedeutsam für die Teilnahme an selbstadministrierten Erhebungen (Goode & Hatt 1952, 1965; Eckardt 1969, 13; Scheuch 1973, 126; Turner et al. 1992, 304; Couper & Singer & Kulka 1998; Tourangeau et al. 2000, 303). In der vorliegenden Untersuchung wurde auf der Basis der ALLBUS-Erhebung von 2004 das Ausmaß der Nicht-Teilnahme an den ISSP-Zusatzerhebungen „Bürger und Staat“ und „Nationale Identität“ analysiert. Die Gesamtausfallquote beträgt 11,4 Prozent. Die Aufgliederung der Ausfälle nach Befragtenmerkmalen erbrachte für acht der fünfzehn betrachteten Befragtenmerkmale signifikante Unterschiede. Bei näherer Betrachtung zeigt sich jedoch, dass diese signifikanten Korrelationen zum Teil auf die in die Analysen einbezogenen Antwortverweigerungen zurückzuführen sind. Besonders deutlich ist dies bei der Frage zum Einkommen und zur chronischen Erkrankung. Aber auch die nicht näher bestimmbaren berufsbezogenen Prestigewerte weisen einen höheren Anteil unter den Nicht-Teilnehmern auf. Dagegen ist die Teilnahme bzw. Nicht-Teilnahme relativ unabhängig vom Prestigescore. Dies verwundert, da die Vertrautheit mit der Schriftform in Berufspositionen mit einem hohen Prestigewert Alltag der beruflichen Tätigkeit ist oder zumindest weitaus üblicher als bei denen mit einem niedrigeren Prestigewert. Folgt man den Ergebnissen aus der bivariaten Analyse, kann festgehalten werden, dass der Ausfall in den Subgruppen relativ schwach ist. In Anlehnung an Befunde aus der Literatur konnten entsprechende Zusammenhänge für Alter, Familienstand und Staatsangehörigkeit ermittelt werden. Beim Einkommen, dem Schulabschluss und dem Berufsprestige lassen sich die Ergebnisse allenfalls hinsichtlich ihrer Tendenz interpretieren. Einer weiteren Teilnahme auf Grund gesundheitlicher Beeinträchtigungen steht nichts im Wege. So konnten für die chronisch Erkrankten und für die akut Erkrankten keine Unterschiede ermittelt werden. Hinsichtlich der gesundheitlichen Selbsteinschätzung zeigt sich ein kurvilinearer Verlauf. Bedeutsamer für die Teilnahme an den eher politischen Schwerpunktthemen des ISSP „Bürger und Staat“ und „Nationale Identität“ sind hingegen die gesellschaftliche und politische Partizipation des Befragten. So zeigen sich beim politi228

Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“

schen Interesse, beim Postmaterialismus-Index und der Lesehäufigkeit von Büchern signifikante Zusammenhänge. Auch unter Anwendung multivariater Analyseverfahren wurden im Wesentlichen die zuvor berichteten Ergebnisse bestätigt. Die Verwendung schrittweiser logistischer Regressionen verdeutlicht, ob und wie stark mediatisierende Effekte wirken. So wurden durch Kontrolle der gesundheitsbezogenen Merkmale die Effekte in den einzelnen Altersgruppen sichtbarer. Mit anderen Worten, man hätte den Alterseffekt auf die Teilnahme an den ISSP-Erhebungen unterschätzt. Im dritten Modell zeigt sich unter Kontrolle von gesellschaftlicher und politischer Partizipation ein deutlicherer negativer Bildungseffekt. Man könnte hier davon auszugehen, dass es sich um einen wie im Schweizer Household-Panel beobachteten Effekt handelt. „This may be a result from a conflict between the higher interest in the topic by higher educated . . .“ Lipps (2007, 59). Denkbar wäre jedoch auch, zumal ein ähnlicher Effekt von Couper & Stinson (1999) berichtet wird, das es sich um ein generelles Muster handelt. So könnte die Anwesenheit und Kompetenz des Interviewers möglicherweise als freiheitsreduzierender Eingriff wahrgenommen werden, und anders als bei den schlechter Gebildeten kommt es bei den besser Gebildeten nicht zur Anpassung und somit zur Einwilligung der Interviewfortführung, sondern zur Reaktanz bzw. zur Verweigerung.17 Im abschließenden vierten vollständigen Modell bestätigen sich die aus den jeweiligen einzelnen Analyseschritten dokumentierten Ergebnisse. Der stärkste Effekt auf die Teilnahme geht somit von der Staatsangehörigkeit auf die Teilnahme aus, gefolgt von Alter. Von nicht geringerer Bedeutung sind das politische Interesse, die Lesehäufigkeit von Büchern und postmaterialistische Wertorientierungen. Deutlich wurde auch, dass ein Ausschluss fehlender Werte zu deutlichen Verzerrungen der Parameter geführt hätte. In weiteren Arbeiten wird zu klären sein, ob die Befunde begrenzt auf die ISSP-Erhebungen „Bürger und Staat“ und „Nationale Identität“ und dem damit gesetzten inhaltlichen politischen Themenschwerpunkt begrenzt sind oder als allgemeine Determinanten für die Teilnahme an Umfragen gelten können.

Anmerkungen 1 2

Couper & de Leeuw (2003, 161) stellen in ihrer Übersicht Ergebnisse nach der Completion Rate und der Response-Rate-Berechnung dar. In einer Übersicht anhand von 14 Umfragen berichtet Smith (1987): „The attrition level ranges from the minimum of 2% on the MAS-GSS in 1982 to 39% on the OVS in 1976 and the SOA in 1984. While these studies are too mixed in procedures, sample

229

Volker Hüfken

3

4 5 6

7

8

9

230

universes, time, and topics to rigorously compare the factors we mentioned above (response burden, level of effort), we find support for certain of those earlier generalizations.“ „The interviewer may make arrangements to collect the questionnaire at a later date, if he or she plans on being in the vicinity. If there is a firm arrangement to do this, the interviewer should leave the blank envelope with the respondent. However, if there is any reason to suspect that this arrangement will fall through, the interviewer should leave a franked envelope. It is still highly preferable for the interviewer to attempt to pick it up if the respondent is in favor of this AND the interviewer plans to come out to that vicinity again for any reason. If the situation occurs where the plan of picking it up at the respondent’s home does not work out, the interviewer and survey agency must instruct the respondent to mail it in such a way that the respondent is properly reimbursed for the cost of the stamp.“ (mea 2004, 127) Zur genaueren Beschreibung des Studiendesigns und der Datenerhebung siehe http:/ /www.gesis.org/en/social_monitoring/issp/german_methods_reports.htm. Die in der Tabelle ausgewiesenen Berechnungen orientieren sich an einer bei Couper & de Leeuw (2003) dargestellten Vorgehensweise. Ausfallmuster, wie sie aus der schriftlichen Befragung bekannt sind, können nur eingeschränkt übertragen werden. Zum einen, weil der Interviewer anwesend ist und der in der mündlichen Befragung aufgebaute Bezugsrahmen und die Interaktionsbeziehung zumindest latent vorhanden ist, und zum anderen, weil eine Fortführung der Interaktionsbeziehung stattfinden kann. In den vorliegenden ISSP-Erhebungen gibt es erfreulicherweise nähere Angaben über die Art und das Ausmaß einer solchen fortgeführten Interaktionsbeziehung. „In 249 Fällen wurde der ISSP zusammen mit oder alleine durch den Interviewer und nicht ausschließlich vom Befragten selbst ausgefüllt“ (Haarman et al. 2006, 66). Es muss zudem in Betracht gezogen werden, dass die mit dem Alter zunehmende Verschlechterung der Sehleistung (Bouwhuis 1992) wie auch eine zunehmende kognitive Beeinträchtigung (Kruse et al. 2002) eine eigenständige Beantwortung zumindest erschwert oder gar ausschließt (vgl. u. a. Nuthmann & Wahl 1999). Bei den hier untersuchten sozialen Merkmalen handelt es sich um folgende: Geschlecht, Alter, allgemeiner Schulabschluss, Haushaltsnettoeinkommen, Erwerbstätigkeit, Treimanprestige (Einordnung nach Terwey), Familienstand und Staatsangehörigkeit. Bei den Merkmalen Einkommen, Berufsprestige und Staatsangehörigkeit wurden Recodierungen vorgenommen. Die Einkommensvariable wurde auf folgende sechs Ausprägungen „bis 999, 1000–1999, 2000–2999, 3000–3999, 4000–4999, 5000 und mehr“ umcodiert. Die Ausprägungen der Staatsangehörigkeit wurden dichotomisiert, so das die Kategorien „Staatenlos, nein, ja neben 2. Staatsbürgerschaft“ zusammengefasst wurden. Treimanprestige wurde in folgende Terzile codiert: unteres, mittleres und oberes Berufsprestige. Die gesundheitsrelevanten Merkmale werden mittels dreier Indikatoren, der allgemeinen Selbsteinschätzung der Gesundheit, chronische Erkrankung und akute Erkrankung, erhoben. Die Selbsteinschätzung der Gesundheit wird anhand der Frage „Ich möchte Ihnen nun einige Fragen zu Ihrer Gesundheit stellen. Wie würden Sie Ihren Gesundheitszustand im Allgemeinen beschreiben?“ gemessen. Dieses subjektive Maß zeigte sich bereits als verlässlicher Indikator für Morbidität und Mortalität (Idler & Benyamini 1997). Die Antworten wurden in „sehr gut, gut, zufrieden-

Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“

10

11

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15

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stellend, weniger gut, schlecht“ erfasst. Chronische Erkrankungen wurde ebenfalls über Selbstauskünfte durch Vorlage einer Liste erfasst und für die Analysen dichotomisiert. Wobei das Vorliegen mindestens einer Erkrankung mit 1 codiert wurde. Die Frage lautet „Hier haben wir eine Liste mit häufigen Krankheiten. Bitte sagen Sie mir, an welchen Krankheiten oder Beschwerden Sie seit mindestens 12 Monaten chronisch leiden. Nennen Sie mir bitte den bzw. die entsprechenden Kennbuchstaben.“ Folgende Krankheiten enthielt die Liste: „Allergie, Migräne, Bluthochdruck/Hypertonie, Durchblutungsstörungen am Herzen, Gicht, Wirbelsäulenschäden, chronische Bronchitis, Asthma, Hepatitis/Leberzirrhose, Zuckerkrankheit/Diabetes, Krebs, Osteoporose, sonstige Krankheiten“. Das Ausmaß einer akuten bzw. temporären Erkrankung wurde mit der Frage: „Und wie ist es mit anderen, nicht chronischen Erkrankungen? Sind Sie in den letzten vier Wochen krank gewesen?“ erhoben und konnte mit „ja“ oder „nein“ beantwortet werden. Basis bilden hierbei das politische Interesse, der Postmaterialismus-Index und die Lesehäufigkeit. Politisches Interesse wurde erhoben mit der Frage „Nun zu etwas ganz anderem. Wie stark interessieren Sie sich für Politik?“ Beantwortet werden konnte die Frage durch eine fünfstufige Skala mit der Abstufung „sehr stark, stark, mittel, wenig oder überhaupt nicht“. Der Postmaterialismus-Index wurde gebildet und erhoben in Anlehnung an Inglehart (1971), siehe dazu Haarman et al. (2006). Die Lesehäufigkeit, hier die der Bücher, wurde in einer Liste von vierundzwanzig Freizeitaktivitäten erfragt. Die Häufigkeit des Lesens von Büchern wurde in der Liste zuerst erfragt. Die Frage lautet „Nun einige Fragen zu Ihrer Freizeit. Geben Sie bitte zu jeder der Tätigkeiten auf dieser Liste an, wie oft Sie das in Ihrer Freizeit machen: täglich, mindestens einmal jede Woche, mindestens einmal jeden Monat, seltener oder nie.“ Die Frage nach der Häufigkeit des Lesens von Büchern, so einige Hinweise in der Literatur (Groeben & Hurrelmann 2006), könnte auch als Prädiktor für Lesekompetenz verwendet werden. Im Kontext der österreichischen PISA-Untersuchung ermittelt Hagenauer (2005) einen entsprechend starken Zusammenhang zwischen Lesekompetenz und der Häufigkeit des Lesens von Büchern. Zur Vorgangsweise siehe Haarmann et al. (2006). Ausführungen dazu siehe im Supplement zum ALLBUS-Datenhandbuch 2004 (Terwey & Bens & Baumann 2007). Die uni- und bivariaten Analysen wurden unter Verwendung der personenbezogenen Gewichtungsvariable (v891) durchgeführt. Angaben zur Verteilung der untersuchungsrelevanten Merkmale sind der Tabelle 1 im Anhang zu entnehmen. In einer Arbeit von Stocké & Stark (2005) unter Bezugnahme auf die Arbeit von King et al. (2001) wurde deutlich, welche Konsequenzen ein listenweiser Ausschluss fehlender Werte haben kann. Dies gilt insbesondere dann, wenn die Ausfallgründe nicht zufällig, sondern mit der Fragestellung der Untersuchung im Zusammenhang stehen. Hierbei handelt es sich im Wesentlichen (ca. 70%) um Rentner, Hausfrauen/männer, Schüler und Studenten. In Anlehnung an Brehms (1966, 1972) Arbeiten berichten Doob & Zabrack (1971) von einem Experiment zur Teilnahme an schriftlichen Befragungen.

231

Volker Hüfken

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235

Volker Hüfken

Anhang Tabelle 1: Verteilung teilnahmerelevanter Merkmale (ALLBUS 2004; N = 2946) Variable

N

%

Drop off

Teilnehmer Nicht-Teilnehmer

2619 327

88,9 11,1

Geschlecht

Mann Frau

1459

49,5

1487

50,5

Alter

18–29 Jahre 30–44 Jahre 45–59 Jahre 60–74 Jahre 75 Jahre und mehr

496 878 712 652 206

16,8 29,8 24,2 22,1 6,7

Bildung

Ohne Abschluss Volks-/Hauptschule Mittlere Reife Fachhochschulreife Hochschulreife Anderer Abschluss Schüler

75 1230 906 184 506 9 30

2,6 41,8 30,8 6,3 17,2 0,3 1,0

Haushaltsnettoeinkommen in …

bis 999 1.000–1.999 2.000–2.999 3.000–3.999 4.000–4.999 5.000 und mehr Verweigert k. A.

299 897 385 289 481 112 436 48

10,1 30,4 22,9 11,1 5,2 3,8 14,8 1,6

Erwerbstätigkeit

ganztags halbtags nebenher nicht erwerbstätig

1208 231 176 1329

41,0 7,8 6,0 45,1

Berufsprestige (Treiman nach Terwey)

unteres mittleres oberes nicht zuzuordnen

914 850 1057 125

31,0 28,8 35,9 4,2

236

Teilnahme am ISSP „Bürger und Staat 2004“ und „Nationale Identität 2003“

Familienstand

verheiratet zusammen verheiratet getrennt verwitwet geschieden ledig

1785 45 215 196 700

60,7 1,5 7,3 6,7 23,8

Staatsangehörigkeit

Deutsche Andere/neben 2.

2702 245

91,7 8,3

Erhebungsgebiet

Alte Bundesländer Neue Bundesländer

2399 548

81,4 18,6

Gesundheitszustand

sehr gut gut zufriedenstellend weniger gut schlecht

461 1248 798 310 126

15,7 42,4 27,1 10,5 4,3

Krank in den letzten 4 Wochen

ja nein

604 2336

20,5 79,5

Chronisch erkrankt

nicht erkrankt mindestens eine k. A.

1247 1677 23

42,3 56,9 0,8

Politisches Interesse

sehr stark stark mittel wenig überhaupt nicht

252 594 1178 645 277

8,6 20,2 40,0 21,9 9,4

Inglehart-Index

Postmaterialist PM-Mischtyp M-Mischtyp Materialist weiss nicht k. A.

611 948 815 494 68 11

20,7 32,2 27,6 16,8 2,3 0,4

Bücher lesen

täglich mind. 1×/Woche mind. 1×/Monat seltener nie

555 581 374 887 548

18,8 19,7 12,7 30,1 18,6

237

Siegfried Gabler, Sabine Häder

Siegfried Gabler, Sabine Häder

Die Kombination von Mobilfunk- und Festnetzstichproben in Deutschland Zusammenfassung Es gibt in Deutschland und anderen Ländern mehr und mehr Haushalte, die keinen Festnetzanschluss mehr haben und nur noch per Handy erreichbar sind. Dies stellt die Umfrageforschung vor eine neue Herausforderung, da solche Haushalte bei bisher üblichen Telefonerhebungen nicht ausgewählt werden können. In einem DFG-Projekt wurde diesem Problem nachgegangen. Wesentliche Ergebnisse des Projektes aus stichprobentheoretischer und -praktischer Sicht werden hier vorgestellt.

Abstract The Combination of Cell Phone and Landline Phone Samples in Germany In Germany and other countries there are more and more mobile-only households. Since these households do not have any chance of being selected in a landline phone sample this is a challenge for survey research in general. A project funded by the German Research Foundation dealt with this problem. Major findings from a sampling point of view are presented in this paper.

1 Einführung Über 40 Prozent aller Interviews in der Marktforschung werden in Deutschland gegenwärtig telefonisch durchgeführt (2007: 41 Prozent; ADM 2008). Als Auswahlrahmen hat sich seit Ende der 1990er Jahre in Deutschland ein bei GESIS entwickelter Frame (Gabler-Häder-Design) durchgesetzt, der sowohl in das Telefonbuch eingetragene wie auch nicht eingetragene Anschlüsse enthält, die über ein Ortsnetz erreichbar sind. Ein derartiger Auswahlrahmen, ergänzt durch regionale Angaben, wird z. B. von den Mitgliedsinstituten des Arbeitskreises Deutscher Markt- und Sozialforschungsinstitute e. V. (ADM) für ihre Stichproben benutzt. Auch in der akademi239

Siegfried Gabler, Sabine Häder

schen Sozialforschung kommt er häufig zum Einsatz. Die Stichproben werden für die jeweiligen Forschungspartner von GESIS bereitgestellt. Telefonbuchauswahlen oder Randomize-Last-Digit-Techniken werden aufgrund der bekannten Nachteile (Nichteinbeziehung der nicht in das Telefonbuch eingetragenen Haushalte bzw. ungleiche Auswahlwahrscheinlichkeiten, vgl. Lavrakas 1993; Häder & Gabler 1998; Gabler & Häder 1998) hingegen selten bzw. nur für spezielle Studien, wie z. B. Pretests eingesetzt. In den letzten Jahren hat sich allerdings eine Tendenz angedeutet, die die alleinige Nutzung dieses Auswahlrahmens als unzureichend zur Abdeckung der Gesamtheit der Privathaushalte erscheinen lässt: Ein wachsender Anteil der Haushalte bzw. Personen ist lediglich über Mobiltelefon erreichbar (vgl. Glemser 2007; Häder & Häder 2009). In einer telefonischen Befragung 2008 wurde von uns ein Wert von 8% sogenannter „Mobile-only“-Haushalte, d. h. Haushalte, die lediglich über eine Mobilfunknummer erreichbar sind, ermittelt (Gabler & Häder 2009). Diese Haushalte haben bei telefonischen Umfragen mit Stichproben nach dem Gabler-Häder-Design keine positive Auswahlchance. Da sich Personen in Mobile-only-Haushalten aber durch besondere Merkmalskombinationen auszeichnen – sie sind z. B. jünger, mobiler, häufiger ledig oder geschieden und leben häufiger in Einpersonenhaushalten (vgl. Häder & Glemser 2006; Graeske & Kunz 2009) –, kann es zu systematischen Verzerrungen in den Stichproben kommen. tab01 Tabelle 1: Anteil der Mobile-only-Haushalte in ausgewählten Ländern Land

Anteil

Tschechische Republik Finnland Polen Frankreich UK Deutschland USA (2006)

64% 61% 32% 16% 15% 11% 8%

Quelle: Europäische Kommission (2008, 31), AAPOR (2008a)

Dieses Problem ist – wie die Tabelle 1 zeigt – kein nationales Problem Deutschlands, sondern eine internationale Herausforderung an die Umfrageforschung. Die Charakteristika der Mobile-onlys sind dabei in Deutschland und den USA sowie anderen Ländern durchaus vergleichbar. So stellt die AAPOR z. B. fest: „Cell-only adults are significantly different in many 240

Die Kombination von Mobilfunk- und Festnetzstichproben in Deutschland

ways from those reachable on a landline. They are younger, less affluent, less likely to be married, more likely to rent their home, more urban, and more liberal on many political questions. For some of these characteristics, the differences between cell-only and landline adults are quite large.“ (AAPOR, 2008a). Speziell in den USA wird entsprechende Methodenforschung betrieben (vgl. Lavrakas 2007; Lepkowski et al. 2008), jedoch sind die Befunde nicht so einheitlich, dass klare Empfehlungen für die Durchführung von Mobilfunkbefragungen gegeben werden können. Sie zeigen, dass es auf dem Gebiet der Befragung über das Mobilfunknetz bzw. der Kombination von Festnetz- und Mobilfunkstichproben noch kaum gesichertes Wissen gibt. So bleiben die „Guidelines and Considerations“ der AAPOR (2008b) häufig sehr vage und unsicher, wenn es um konkrete Tipps zur Implementierung von Mobilfunkbefragungen geht. Deshalb erschien uns ein Beitrag zur Integration von Mobilfunkanschlüssen in Telefonstichproben notwendig. Dazu wurde im Jahr 2006 ein von der Deutschen Forschungsgemeinschaft gefördertes Projekt aufgesetzt, das sich der Untersuchung dieser und weiterer damit verbundener Fragen widmet. Bei dem Projekt „Telefonbefragungen in der Allgemeinbevölkerung über das Mobilfunknetz“ handelt es sich um eine Kooperation zwischen der Technischen Universität Dresden und GESIS – Leibniz-Institut für Sozialwissenschaften. In diesem Projekt wurde eine Bevölkerungsbefragung durchgeführt, bei der sowohl Festnetz- als auch Mobilfunkinhaber interviewt wurden (Stichprobenumfang jeweils ca. n = 1.000). Das Design der Erhebung war so angelegt, dass u. a. eine Reihe der oben genannten statistischen Probleme bearbeitet werden konnte.1

2 Auswahlrahmen für die Stichprobenziehung Wie Abbildung 1 (S. 242) zu entnehmen ist, gibt es seit drei Jahren mehr Handys als Einwohner. Im Jahr 2008 wurde die 100-Millionen-Grenze überschritten. Um die Handynutzer in Telefonumfragen einbeziehen zu können, galt es zunächst, einen geeigneten Auswahlrahmen für Mobilfunknummern zu konstruieren. Aufgrund der niedrigen Eintragsdichte von Mobiltelefonen in Verzeichnisse (nur ca. 2 Millionen eingetragene Mobilfunknummern) war für die Rufnummerngenerierung ein Vorgehen nach dem Random-Digit-DialingDesign (uneingeschränkte Zufallsziffernanwahl) zu entwickeln und einzusetzen. Dabei musste für alle an die unterschiedlichen Provider vergebenen Einwahlen die Menge der möglichen Teilnehmernummern ermittelt werden. 241

Siegfried Gabler, Sabine Häder

Abbildung 1: Zahl der Mobilfunkanschlüsse in Deutschland

Quelle: http://www.bitkom.org/51940_50446.aspx

Abbildung 2: Auswahlrahmen Mobilfunk

* Im Netz 0176 vergibt O2 8-stellige Rufnummern, obwohl nur 7-stellige RNB beantragt bei RegTP

242

Die Kombination von Mobilfunk- und Festnetzstichproben in Deutschland

Dieses Universum stellte den Auswahlrahmen dar. Für das hier vorgestellte Projekt hat diese Aufgabe dankenswerter Weise die BIKnASCHPURWIS+BEHRENS GmbH im Auftrag des ADM-Stichprobenclubs übernommen. Abbildung 2 (S. 242) ist zu entnehmen, dass es zur Zeit der Erstellung des Auswahlrahmens theoretisch überhaupt 279 Millionen Nummern gab, die als Handynummern in Frage kamen. Von diesen konnten ca. 100 Millionen ausgeschlossen werden, von denen bekannt war, dass sie nicht vergeben sind. Es verblieben etwa 178 Millionen Nummern, aus denen die Stichprobe ausgewählt wurde. Inzwischen ist bei GESIS ein eigener Auswahlrahmen erstellt worden, aus dem für Forschungspartner aus der akademischen Sozialforschung künftig Stichproben gezogen werden können. Für die Konstruktion des GESIS-Mobilfunkframe haben wir – wie auch BIKnASCHPURWIS+BEHRENS – Angaben der Bundesnetzagentur (Informationen darüber, welche Vorwahlen an welche Netzbetreiber vergeben sind), die sogenannte Gajek-Liste (im Internet erhältliche Datensammlung über die Blocknutzung, d. h. Mailbox- und Sonderrufnummernblöcke, Groß- und Geschäftskunden etc.) sowie die Telefonbucheinträge genutzt. Die Eintragsdichte ist zwar – wie schon erwähnt – sehr gering, aber die vorhandenen Einträge geben trotzdem einen guten Überblick darüber, welche Blöcke genutzt werden und welche nicht. So werden Blöcke, die keine Einträge enthalten, auf jeden Fall nicht generiert. Generell haben wir Nummern in 100.000er Blöcken erzeugt, wenn allerdings geeignete detailliertere Informationen vorliegen, wurde z. T. auch in 10.000er Blöcken generiert. Tabelle 2: Größe des Auswahlrahmens (Stand Frühjahr 2008) Vorwahl (0)170 (0)171 (0)172 (0)173 (0)174 (0)175 ... gesamt

gesamter Nummerblock

eingetragene Nummern

Blockgröße

9.000.000 9.000.000 9.000.000 9.000.000 9.000.000 9.000.000

308.352 487.412 346.981 174.054 41.965 95.596

7.900.000 7.800.000 8.400.000 8.400.000 8.400.000 8.400.000

273.000.000 Theoretisch vergebene Rufnummern

2.307.096 Eingetragene Rufnummern

151.750.000 Generierte Rufnummern 243

Siegfried Gabler, Sabine Häder

Tabelle 2 zeigt einen Ausschnitt aus unserem aktuellen Auswahlrahmen. Insgesamt kommen wir bei den derzeitig vergebenen Vorwahlen auf 273 Millionen theoretisch vergebene Rufnummern, von denen ca. 2,3 Millionen Mobilfunknummern eingetragen sind. Letztendlich umfasst unser aktueller Auswahlrahmen knapp 152 Millionen Nummern, die aufgrund der schon genannten Quellen (Bundesnetzagentur, Gajek-Liste und Telefonbucheinträge) zustande gekommen sind. Er ist damit etwas weniger umfangreich als derjenige, der für die Bildung der Projektstichprobe verwendet wurde. Allerdings wurde er auch ca. ein Jahr später erstellt und die Bewegungen im Mobilfunknummernraum sind äußerst dynamisch. Weitere Prüfungen müssen zeigen, in welchen Größenordnungen der optimale Auswahlrahmenumfang jeweils liegt. tab02 Die Festnetzstichprobe für das DFG-Projekt wurde mit dem in der Literatur schon mehrfach beschriebenen Gabler-Häder-Design ermittelt (vgl. Gabler & Häder 1999).

3 Der Dual-Frame-Ansatz Werden Befragte über verschiedene, in unserem Fall zwei Auswahlrahmen ausgewählt, wobei einige in beiden Listen vorkommen, so hat man es mit Dual-Frame-Erhebungen zu tun. In dem vorliegenden Projekt lieferte das Festnetz den einen Auswahlrahmen und der Mobilfunk den anderen. Wie bereits erwähnt sind die Auswahlschritte bei beiden Modes verschieden. abb03 Abbildung 3: Dual-Frame-Ansatz

244

Die Kombination von Mobilfunk- und Festnetzstichproben in Deutschland

Festnetzstichproben können auf der ersten Stufe vereinfacht als Haushaltsstichproben aufgefasst werden, da beim Klingeln des Telefons jedes Haushaltsmitglied den Hörer abnehmen kann. Innerhalb des Haushalts wird dann über ein Zufallsverfahren eine Person zufällig ausgewählt und befragt. Damit werden bei Bevölkerungsbefragungen über das Festnetz Personen mit unterschiedlichen Auswahlwahrscheinlichkeiten ausgewählt und es muss eine Transformation auf Personenebene erfolgen, die die Zahl der zur Zielgesamtheit gehörenden Personen im Haushalt berücksichtigt. Bei Mobilfunkstichproben handelt es sich jedoch eher um Personenstichproben. Tabelle 3 zeigt, dass sowohl die im Festnetz Befragten als auch die Mobilfunkbefragten angaben, ihr Handy überwiegend selbst zu nutzen.2 Die Angabe „Hin und wieder nutzen es andere“ lief ebenfalls darauf hinaus, dass nur in Ausnahmesituationen eine andere Person einen Anruf entgegennimmt, wie eine offene Nachfrage im Interview ergab. Also kann das Handy als persönliches Gerät betrachtet und auf eine Auswahl der zu befragenden Person analog der im Festnetz üblichen verzichtet werden. Damit ist auch keine Transformationsgewichtung vorzunehmen. tab03 Tabelle 3: Erreichbarkeit: Handynutzung n Nutze es nur selbst

Festnetz in %

Handy n

in %

790

91,1

1.051

90,6

Hin und wieder nutzen es andere

57

6,6

96

8,3

Teile es mit anderen

20

2,3

13

1,1

867

100,0

1.160

100,0

gesamt

Nun gilt es, ein Modell für die Kombination beider Stichproben zu entwickeln. Der Dual-Frame-Ansatz liefert dazu das statistische Gerüst. Das Schema 1 (S. 246) erklärt die wesentlichen Parameter, die im Modell zu berücksichtigen sind. tab_onr Das Beispiel in Abbildung 4 erläutert die Zusammensetzung eines Haushalts in Bezug auf den Telefonbesitz. Der Beispiel-Haushalt besteht aus drei Zielpersonen (zi = 3) und besitzt eine ISDN-Anlage mit zwei verschiedenen Festnetznummern (kiF = 2). Zwei Mitglieder des Haushalts haben kein Handy (kiC = 0), die dritte Person verfügt über zwei Handys (kiC = 2). abb04 245

Siegfried Gabler, Sabine Häder

Schema 1 Festnetz

Mobilfunk

• MF Zahl der Nummern im Auswahlrahmen

• MC Zahl der Nummern im Auswahlrahmen

• mF Zahl der Nummern in der Stichprobe

• mC Zahl der Nummern in der Stichprobe

k iC Zahl der Mobilfunknummern, über die Person i erreicht werden kann. k iF Zahl der Festnetznummern, über die der Haushalt, in dem Person i wohnt, erreicht werden kann. zi Haushaltsgröße des Haushalts, in dem Person i wohnt

Abbildung 4: Beispiel der Verteilung von Telefonnummern in einem Haushalt

4 Gewichtung beim Dual-Frame-Ansatz Für die Auswahlwahrscheinlichkeit einer Person i gilt nach Gabler & Ayhan (2007): p i =1- (1- p Fi )(1- p Ci ) = ( p iF + p Ci - p iF p iC » p Fi + p iC 246

Die Kombination von Mobilfunk- und Festnetzstichproben in Deutschland

Wegen ⎛ kiF ⎞ ⎛ M F − kiF ⎞ ⎜ ⎟⎜ F ⎟ ⎛ ⎛ m −j ⎠ mF 1 1⎞ ⎞ j ≈ kiF F ⋅ π iF = ∑ ⎜ 1 − ⎜ 1 − ⎟ ⎟ ⎝ ⎠ ⎝ F zi ⎠ ⎟ M zi ⎛M ⎞ j =0 ⎜ ⎝ ⎝ ⎠ ⎜ F⎟ ⎝m ⎠ kiF

j

und ⎛ M C − kiC ⎞ ⎜ ⎟ C mC ⎠ C m k π iC = 1 − ⎝ ≈ i MC ⎛MC ⎞ ⎜ C⎟ ⎝m ⎠

erhält man

π i ≈ π iF + π iC ≈ kiF

mF 1 mC ⋅ + kiC C F M zi M

In verschiedenen Untersuchungen hat sich inzwischen herauskristallisiert, dass die meisten Haushaltsmitglieder die Zahl ihrer Festnetznummern kiF nicht zuverlässig angeben können (vgl. Meier 2007). Deshalb haben wir als weitere Vereinfachung festgelegt, dass nur der Besitz einer ISDN- oder Analog-Anlage für den Wert von kiF berücksichtigt werden soll. Genauer wurde definiert: ì 1 falls i-te Person in Haushalt mit Analog-Anschluss lebt k iF = í î 2,5 falls i-te Person in Haushalt mit ISDN-Anschluss lebt Selbst wenn man den Wert von kiF über geschlossene Verträge und die Schaltung der Nummern zu den Telefonapparaten herausfinden könnte, würde das einen viel zu hohen Aufwand an Zeit bedeuten, die man bräuchte, um allein diesen Parameter zu ermitteln. Diese Zeit würde dem Interview zum eigentlichen Umfragethema fehlen. Auch bei Mobiltelefonen kann es zur Erhöhung der Auswahlwahrscheinlichkeit einer Person dadurch kommen, dass diese über mehrere Handynummern erreichbar ist. Wir haben deshalb die Mobilfunk- und Festnetz247

Siegfried Gabler, Sabine Häder

nutzer danach gefragt, über wie viele Handynummern sie verfügen.3 Tabelle 4 zeigt das Ergebnis. Damit liegen auch die Werte für kiC fest. tab04 Tabelle 4: Erreichbarkeit: Zahl der Handynummern n

Festnetz in Prozent

Eine Zwei Drei Vier Fünf und mehr weiß nicht/k.A.

789 63 11 2 1 2

90,90 7,26 1,27 0,23 0,12 0,23

gesamt

868

100

n

Handy in Prozent

948 167 31 4 7 5

81,6 14,4 2,7 0,3 0,6 0,5

1.162

100

Da damit alle Parameter für das Gewichtungsmodell bekannt sind, lassen sich die Inklusionswahrscheinlichkeiten für unsere Stichproben berechnen: Mobilfunk

Festnetz •

MF

• MC = 178.050.000

= 125.314.800

• mF = 16.154

• mC = 23.955

Wegen eqn_3-04_025 M F mC = 1,04 mF M C

gilt daher für die auf Fallzahl normierten Gewichte wi 3-04_formel_ll4 1 wi = n

πi

∑

j aus Stichprobe

1

πj

≈

n ⎛ kiF 1 C⎞ + ki ⎟ ⋅ ∑ ⎜ 1,04 ⋅ F k z i ⎝ ⎠ j aus Stichprobe 1,04 ⋅ j + k C j zj

Es gilt allerdings, eine Grundannahme für dieses Gewichtungsmodell zu erwähnen. Da eine Person beim Dual-Frame-Ansatz über verschiedene Listen, ja sogar innerhalb eines Auswahlrahmens mehrfach ausgewählt werden kann, ist es vom praktischen Standpunkt sinnvoll, diese Annahme zu treffen, 248

Die Kombination von Mobilfunk- und Festnetzstichproben in Deutschland

da sie die Formeln für die Auswahlwahrscheinlichkeiten wesentlich vereinfacht. Annahme: Die Wahrscheinlichkeit, dass zwei Nummern mit (nicht notwendig verschiedenen) Mitgliedern desselben Haushalts in die Stichprobe gelangen, ist vernachlässigbar. Diese Vereinfachung ist für den Fall von bundesweiten Bevölkerungsbefragungen praktisch bedeutungslos. Zu unwahrscheinlich ist der Fall, dass zum Beispiel eine Person sowohl über den Festnetz- als auch den Mobilfunkrahmen ausgewählt wird. Problematischer dürfte diese Annahme lediglich bei regionalen Umfragen sein. Diese können aber über das Mobilfunknetz ohnehin nicht realisiert werden, da Mobilfunknummern keine Hinweise für eine regionale Schichtung enthalten. In unserem Modell werden prinzipiell vier Gruppen von Telefonnutzern berücksichtigt4: 1. Festnetz – Analog-Anschluss 2. Festnetz – ISDN-Anschluss 3. Virtuelle Festnetznummer 4. Mobilfunknummer Da nicht alle 16 Kombinationen der Ausprägungen vorkommen oder auch gar nicht möglich sind, verbleiben die acht Konstellationen aus Abbildung 5. abb05 Abbildung 5: Anzahl Befragter für alle vorkommenden Konstellationen

249

Siegfried Gabler, Sabine Häder

In unserer Stichprobe befinden sich 175 Personen, die nur über ein Mobiltelefon erreichbar sind. Dies entspricht (ungewichtet) 8% der Haushalte und damit einem Wert, der dem Trend anderer Studien folgt (für 2006 war von TNS Infratest ein Anteil von 7,6% der Haushalte ermittelt worden, vgl. Glemser 2007). Damit wird ein weiteres Mal belegt, dass das Bemühen um die „Mobile-onlys“ durchaus gerechtfertigt ist – zumal sie deutlich jünger, häufiger männlich und mobiler sind als die anderen Befragten. Allerdings würde ein Übergang zu reinen Mobilfunkstichproben auch nicht der optimale Weg sein, da immerhin 6,5% der Haushalte nur über Festnetz erreichbar sind, wobei es sich hierbei überwiegend um ältere Bürger handelt. Bis auf weiteres wird also die Kombination beider Stichproben die „best practice“ für telefonische Befragungen darstellen. Abbildung 6 zeigt die Histogramme der Gewichte getrennt für Befragte, die über das Festnetz ausgewählt wurden, und denen, die über den Auswahlrahmen des Mobilfunks ausgewählt wurden. abb06 Abbildung 6: Histogramm der Gewichte für Festnetz und Mobilfunk Histogramm der Gewichte Mobilfunk 250

200

200

Häufigkeiten

Häufigkeiten

Histogramm der Gewichte Festnetz 250

150

100

150

100

50

50

0

0 0

2

4

Gewichte

6

8

0

2

4

6

8

Gewichte

Große Gewichte treten nur bei Personen aus dem Festnetzrahmen auf, und zwar dann, wenn sie in einem Festnetz-only-Haushalt leben, in dem viele Zielpersonen wohnen. Dadurch ist der Design-Effekt vergleichsweise gering (vgl. Gabler & Häder 2009).

5 Ausblick Die beschriebene Möglichkeit, über einen Dual-Frame-Ansatz Festnetzund Mobilfunkumfragen zusammenzuführen, lässt hoffen, dass der Fehler praktisch behoben werden kann, der durch die unvollständige Überde250

Die Kombination von Mobilfunk- und Festnetzstichproben in Deutschland

ckung der Gesamtbevölkerung mit ausschließlich Festnetzstichproben entsteht. Zu überlegen gilt es nun, wie unter Vorgabe eines konkreten Kostenrahmens der Umfang der Festnetz- und der Mobilfunkstichprobe zu wählen ist. In der vorliegenden Studie wurde er aufgrund mangelnder Vorkenntnisse mit jeweils 1000 Befragten festgelegt. Möglicherweise ist ein anderes Verhältnis unter Kostenaspekten aber vorzuziehen. Hierzu sind weitere Forschungen nötig.

Anmerkungen 1

2

3

4

Zu weiteren Ergebnissen des Projektes siehe Beiträge von Schneiderat & Schlinzig zum Teilnahmeverhalten sowie von Häder & Kühne zu Mode-Effekten in diesem Sonderband sowie Häder & Häder (2009). Eine Frage in der Studie widmete sich den Teilungsgewohnheiten des Handys. Sie lautete: Wer nutzt Ihr Handy normalerweise? Nutzen Sie es nur selbst, hin und wieder nutzen es auch andere (Partner/in, Kinder, Mitbewohner) oder teilen Sie es mit anderen (nutzen es zu gleichen Teilen)? Weitere Antwortmöglichkeiten: Sonstiges (open end), weiß nicht, keine Angabe, Abbruch. In einer Frage wurde ermittelt, über wie viele Handynummern die Zielperson erreichbar ist. Der Fragetext lautete: Über wie viele Handynummern sind Sie gegenwärtig privat erreichbar? Bitte lassen Sie Festnetznummern wie o2-Homezone, Vodafone Zuhause, T-Mobile-at-home etc. unberücksichtigt. Eine, Zwei, Drei, Vier, Fünf, Sechs und mehr. Weitere Antwortmöglichkeiten: Weiß nicht, keine Angabe, Abbruch. Auf die Erfragung der Nutzung von Internet-Telefonie haben wir in unserer Studie verzichtet. Sie wird aber in Zukunft möglicherweise nicht länger unberücksichtigt bleiben dürfen. Die Änderung des Telekommunikationsverhalten über die Zeit wird im Projekt Experimental Mobile Phone Panel im Rahmen des Priority Programme 1292 Survey Methodology der DFG bearbeitet. Antragsteller sind M. Fuchs (Universität Kassel), S. Gabler (GESIS) und S. Häder (GESIS).

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251

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252

Johann Bacher

Johann Bacher

Analyse komplexer Stichproben* Zusammenfassung In der Umfrageforschung werden häufig komplexe Stichprobendesigns eingesetzt, so dass bei der Datenanalyse die Annahme einer einfachen Zufallsauswahl aus einer großen Grundgesamtheit nicht mehr erfüllt ist. Der Einsatz von Standardstatistikverfahren ist unter diesen Bedingungen nicht mehr gerechtfertigt und führt zu Fehlschlüssen. Es sollten daher statistische Verfahren eingesetzt werden, die dem komplexen Stichprobendesign Rechnung tragen. Diese stehen heute in den gängigen Standardstatistikprogrammen zur Verfügung. Vielfach werden in der Praxis aber Stichprobendesigns benutzt, die sich nicht unmittelbar auf die Schätzung von Modellparametern übertragen lassen, so dass Zusatzannahmen spezifiziert werden müssen. Für die Zukunft ist daher bei der Datenerhebung der Einsatz von für die Datenanalyse direkt geeigneten Stichprobendesigns wünschenswert.

Abstract Analysis of Complex Survey Data Survey research uses frequently complex sampling designs. The assumption of a simple random sample from a large population is not fulfilled for those designs. Hence, standard statistical procedures result in biased inferences. Statistical procedures for complex sampling designs should be applied. They are available in standard statistic programmes. However, sampling designs are very often applied that do not allow to estimate directly parameters. In the future, therefore, sampling designs should be used that enables directly estimations of parameters.

1 Ausgangspunkt In der Umfrageforschung werden häufig komplexe Stichprobenpläne eingesetzt. Dazu nachfolgend einige Beispiele.

Mikrozensus (Haslinger & Kytir 2005; Stadler 2005): Der Auswahlplan ist zweistufig. In einem ersten Schritt werden auf der Basis des Zentralen Mel253

Johann Bacher

deregisters (ZMR) über Personenadressen Wohneinheiten1 ausgewählt. Die Adressen werden zuvor nach Bundesländern geschichtet. Die Auswahl erfolgt disproportional, d. h. in kleinen Bundesländern werden prozentuell mehr Haushalte und Personen ausgewählt, um in jedem Bundesland eine vorgegebene Mindeststichprobengröße zu erreichen. Innerhalb einer Wohneinheit werden im zweiten Schritt alle Mitglieder erfasst, derzeit ca. 20.000 Haushalte und ca. 50.000 Personen. Proxy-Interviews, also Fremdauskünfte, sind erlaubt. Befragt werden Personen ab 15 Jahre. Ein ausgewählter Haushalt bleibt fünf Quartale in der Erhebung (Fünftel-Rotation) und wird dann durch einen anderen Haushalt ersetzt.

PISA (Programme for International Student Assessment, OECD 2005b; Schreiner et al. 2007): Die Auswahl erfolgt nach strengen Qualitätsvorgaben der internationalen Projektgruppe, die in Österreich wie folgt umgesetzt werden: In einer ersten Stufe werden die Schulen, die von der Zielgruppe (= 15/16-Jährige) besucht werden, nach Schulformen geschichtet. Zusätzlich werden zwei Residualschichten von kleinen und sehr kleinen Schulen gebildet. Die Auswahl der Schulen innerhalb der Schichten erfolgt größenproportional entsprechend dem Anteil in der Grundgesamtheit, in den beiden Restschichten werden geringere Auswahlwahrscheinlichkeiten eingesetzt, um den Erhebungsaufwand gering zu halten. Innerhalb der Schulen werden bei mehr als 35 SchülerInnen des Zieljahrganges zufällig 35 SchülerInnen ausgewählt, bei kleinerer SchülerInnenzahl erfolgt eine Vollerhebung. Diese Begrenzung wird zur Reduktion des Klumpeneffektes (siehe dazu später) vorgenommen. Bei PISA2006 wurden in Österreich 4.927 SchülerInnen in 199 Schulen getestet (Schreiner et al. 2007, 51), bei PISA2003 waren es 4.575 SchülerInnen (Haider & Reiter 2004, 22). Öibf-Bildungsstudie (Schlögl & Lachmayr 2004; Bacher & Beham & Lachmayr 2008): Ziel dieser Studie war die Erfassung von Bildungs- und Schulwahlmotiven an den Schnittstellen des österreichischen Bildungssystems. Die Auswahl erfolgte wiederum mehrstufig. Auf der ersten Stufe wurden die Schulen geschichtet nach Schulform, Region und Schulstufe. Insgesamt wurden 180 Schichten gebildet. In jeder Schicht wurde eine Schule zufällig ausgewählt. Um ausreichende Fallzahlen zu erreichen, wurden jeweils zwei Klassen in den ersten Klasse der AHS (Allgemein bildende Schule, Gymnasium) und HS (Hauptschule) befragt. Ansonsten wurden nur vereinzelt zwei Klassen pro Schulstandort erfasst. In den ersten Klassen AHS wurden zusätzlich im Nahbereich je eine HS befragt, um direkte (Paar-)Vergleiche unter Ausschluss der unterschiedlichen regionalen Erreichbarkeit 254

Analyse komplexer Stichproben

durchführen zu können. Innerhalb einer ausgewählten Klasse fand eine Vollerhebung statt. In der vierten und fünften Schulstufe werden nur die Eltern befragt, in den höheren die Jugendlichen und Eltern. Das Design ist in der Abbildung 1 dargestellt. Abbildung 1: Untersuchungsdesign der öibf-Erhebung SchülerInnen

Eltern

Übergang in die Sekundarstufe I 15x VS 4. Klasse nicht befragt

15x HS 1. Klasse 15x AHS 1. Klasse

15x HS 1. Klasse Nahbereich

Übergang in die Sekundarstufe II 15x HS 4. Klasse

15x HS 4. Klasse

15x AHS 4. Klasse

15x AHS 4. Klasse

15x AHS 5. Klasse

15x AHS 5. Klasse

15x BMS 1. Klasse

15x BMS 1. Klasse

15x BS/PT 1. Klasse

15x BPS/PT 1. Klasse

15x BHS 1. Klasse

15x BHS 1. Klasse

Übergang in den Tertiärbereich 15x BHS 5. Klasse

15x BHS 5. Klasse

15x AHS 8. Klasse

15x AHS 8. Klasse

Quelle: Eigendarstellung öibf

Als ein weiteres Beispiel lässt sich der ESS (European Social Survey, ESS 2007; Ganninger 2006, Ganninger & Häder & Gabler 2007; Gabler & Häder & Lynn 2006) anführen. Wie die anderen Beispiele ist er durch eine hohe Qualität der Daten und eine genaue Dokumentation des Stichprobenverfahrens gekennzeichnet. Den genannten Beispielen ist gemeinsam, dass keine einfache Zufallsauswahl (aus einer großen Grundgesamtheit) vorliegt, sondern ein komplexer Stichprobenplan eingesetzt wurde. Die Berechnung von Konfidenzintervallen, Standardfehlern und Signifikanzen mit den in den Standardstatistikprogrammen enthaltenen Schätzern ist unter diesen Bedingungen unzulässig, da die iid-Annahme, dass alle Elemente unabhängig und identisch verteilt 255

Johann Bacher

(independent and identical distributed) sind, verletzt ist. Die Verfahren führen bei Verletzung der iid-Annahme zu Fehlschlüssen, häufig zugunsten einer irrtümlichen Annahme der Alternativhypothese. Dazu folgendes Beispiel (Bacher 2006): Mit einem Fehlerniveau von 1% soll die Hypothese, dass Österreich bei PISA2003 in Mathematik signifikant über dem OECDDurchschnitt von 500 Punkten liegt, geprüft werden. Für Österreich ergeben sich folgende Verteilungskennwerte: Mittelwert in Mathematik = 506 Standardfehler des Mittelwertes = 1,37 Die Teststatistik für den Vergleich mit einem theoretischen Mittelwert hat daher einen Wert von t=

506 – 500 = 4,38 1,37

und ist mit p = 0,000 (einseitiges Fehlerniveau) von Null verschieden. Die Hypothese, dass Österreich bei PISA2003 in Mathematik über den OECDDurchschnitt liegt, kann daher akzeptiert werden. Unter Berücksichtigung des komplexen Stichprobenfehlers beträgt der Standardfehler aber nicht 1,37, sondern 3,23. Die Teststatistik hat daher einen Wert von

t=

506 – 500 = 1,86 3, 23

Das Fehlerniveau p bei einer einseitigen Fragestellung beträgt 0,0316 und liegt über dem Schwellenwert von 0,01. Die untersuchte Hypothese kann daher nicht bestätigt werden.2

2 Merkmale komplexer Stichproben Nach Sturgis (2004) sind komplexe Stichproben durch ein mehrstufiges Vorgehen mit einer Klumpung und Schichtung auf der/den ersten Auswahlstufe(n) und durch eine Gewichtung der Fälle gekennzeichnet. Alle oben genannten Beispiele erfüllen diese Kriterien: Im Mikrozensus werden in einem ersten Auswahlschritt Wohnungen („Klumpen“) ausgewählt, die zuvor nach Bundesländern disproportional geschichtet werden. Im zweiten Schritt findet in den Wohneinheiten eine Vollerhebung statt. Im Stichprobenplan 256

Analyse komplexer Stichproben

von PISA werden auf der ersten Stufe Schulen (= Klumpen) nach Schulformen und Größe (siehe oben) geschichtet. Innerhalb der Schichten werden die Schulen zufällig ausgewählt. Innerhalb einer Schule erfolgt bei mehr als 35 SchülerInnen der Zielpopulation eine erneute Zufallsauswahl, bei kleinerer SchülerInnenzahl wird eine Vollerhebung durchgeführt. Das Design der öibf-Studie besteht ebenfalls aus drei Stufen: Auswahl der Schulen nach Schichten, Auswahl der Klassen und Vollerhebung in den Klassen. In allen Datenbeispielen stehen für die Analyse Gewichte zur Verfügung, die verwendet werden sollten, um ein repräsentatives Abbild der Grundgesamtheit zu erhalten. Wolter (1985, 2) nennt in seinem Standardwerk zur Schätzung von Standardfehlern weitere Kriterien zur Charakterisierung von komplexen Stichproben. Diese sind: degree of complexity of sample design, degree of complexity of sample estimator, multiple characteristics of variables of interest, descriptive and analytical uses of the survey data, the scale or size of survey. Neben dem Stichprobendesign und der Größe der Stichprobe kann seiner Meinung nach von einer komplexen Stichprobe auch dann gesprochen werden, wenn komplexe Schätzer, z. B. Verhältnisschätzer, Parameter multivariater Verfahren, berechnet werden, wenn eine Vielzahl von Variablen untersucht wird und die Daten nicht nur deskriptiv ein- und zweidimensional, sondern kausal, z. B. mittels regressionsanalytischer Techniken, ausgewertet werden. Auch die von Wolter (1985) genannten Merkmale treffen auf die obigen Beispiele zu. Von der Perspektive der Datenauswertung aus ist es aber sinnvoll, von einer komplexen Stichprobe dann zu sprechen, wenn die iid-Annahme verletzt ist und daher die Standardverfahren in Statistikprogrammen3 zu inkorrekten Ergebnissen führen. Dies ist immer dann der Fall, wenn keine einfache Zufallsauswahl aus einer großen Grundgesamtheit vorliegt. Entsprechend dieser Festlegung sollten Verfahren für komplexe Stichproben auch dann genutzt werden, wenn aus einer kleinen Grundgesamtheit (z. B. N = 300) eine einfache Zufallsauswahl, z. B. von n = 120, gezogen wird. In diesem Fall führen die Standardstatistikverfahren zu einer Überschätzung von Standardfehlern, da der so genannte Korrekturfaktor nicht berücksichtigt wird. Dies hat zur Folge, dass vorhandene Zusammenhänge und Differenzen nicht entdeckt werden. Im Unterschied zur Zufallsauswahl aus einer kleinen Grundgesamtheit erhöht sich in mehrstufigen Stichprobenverfahren i. d. R. der Standardfehler, da eine Klumpung vorgenommen wird und der dadurch entstehende Klumpeneffekt auch durch eine Schichtung nicht ausgeglichen wird (siehe dazu später). Dies führt – wie in der Einführung verdeutlicht – dazu, dass Zusam257

Johann Bacher

menhänge und Unterschiede als signifikant ausgewiesen werden, obwohl sie dies nicht sind. Der Genauigkeitsverlust oder -gewinn eines komplexen Stichprobendesigns wird durch den so genannten Designeffekt gemessen. Dieser gibt an, um das Wievielfache die komplexe Stichprobe genauer oder ungenauer ist als eine einfache Zufallsauswahl. Als Maßzahl für die Genauigkeit wird die Varianz von Schätzern verwendet. Der Designeffekt ist definiert als (z. B. Kish 1967, 258; Ganninger & Häder & Gabler 2007)4: (1.)

DEFF(T) =

s (T) 2komplex s (T) 2einfach

mit s (T) 2komplex = Varianz der (Test-)Statistik/des Parameters T, z. B. des Mittelwertes eines Merkmals, für komplexes Stichprobendesign, s (T) 2einfach = Varianz der (Test-)Statistik/des Parameters T für einfache Zufallsauswahl, wobei s (T) 2einfach mit oder ohne Berücksichtigung des Korrekturfaktors (Auswahlsatzes) berechnet wird. Werte größer 1 bedeuten einen Genauigkeitsverlust, Werte kleiner 1 einen Genauigkeitsgewinn. Für das oben zitierte Beispiel aus PISA ergibt sich ein Designeffekt von 3,23 2 DEFF(T) = = 5,56. 1,37 2 Die Genauigkeit der komplexen Stichprobe für die untersuchten Mathematikleistungen ist 5,56 mal kleiner als jene einer einfachen Zufallsauswahl. Zur Kennzeichnung des Genauigkeitsgewinns oder -verlusts wird mitunter auch die Wurzel des Designeffekts eingesetzt:5

(2.)

DEFFSQRT(T) =

s (T) 2komplex s (T)

2 einfach

=

s (T) komplex s (T) einfach

Diese Größe ist einfacher zu interpretieren, da eine direkte Beziehung zu Standardfehler und Vertrauensintervall besteht. Für das obige Beispiel ergibt sich ein Genauigkeitsverlust von 2,36, d. h., der Standardfehler bzw. das Konfidenzintervall für die durchschnittlichen Mathematikleistungen ist 2,4 mal größer bzw. breiter als bei einer einfachen Zufallsauswahl. 258

Analyse komplexer Stichproben

Eine weitere Kennzahl zur Kennzeichnung einer komplexen Stichprobe ist die effektive Stichprobengröße. Sie ist definiert als: (3.)

NEFF(T) =

n(T) komplex DEFF(T)

mit n(T)komplex = Fallzahl der komplexen Stichprobe für eine Teststatistik bzw. einen Parameter T. Die effektive Stichprobengröße gibt an, wie groß eine einfache Zufallsauswahl sein muss, um dieselbe Genauigkeit wie die komplexe Stichprobe zu erzielen. In PISA2003 wurden 4.597 SchülerInnen getestet. Die effektive Stichprobengröße für die Mathematikleistungen ist 4.597 NEFF(T) = = 827. 5,56 Dieselbe Genauigkeit wäre erzielt worden, wenn aus der Zielgruppe zufällig 827 Personen ausgewählt und zum Test eingeladen worden wäre. Das Beispiel zeigt, dass der Genauigkeitsverlust groß sein kann, und unterstreicht nochmals die Notwendigkeit des Einsatzes von geeigneten Verfahren. Die Formel für die effektive Stichprobengröße kann zur Ermittlung des Stichprobenumfanges für ein komplexes Design n(T)komplex = NEFF(T) · DEFF(T) verwendet werden. Hierzu ist eine Abschätzung des Designeffekts erforderlich, wobei auch ungleiche Auswahlwahrscheinlichkeiten zu berücksichtigen sind. Für eine (zweistufige) Klumpenauswahl lässt sich der Designeffekt bei ungleichen Auswahlwahrscheinlichkeiten darstellen als (Ganninger & Häder & Gabler 2007) (4.)

DEFF(T) = DEFF(P) · DEFF(C),

wobei DEFF(P) der durch die ungleichen Auswahlwahrscheinlichkeiten entstehende Designeffekt ist und DEFF(C) der aus der Klumpung resultierende Designeffekt. Für den European Social Survey ergeben sich für DEFF(P) Werte von 1,00 bis 2,16, wobei für die meisten Länder DEFF(P) kleiner oder gleich 1,26 ist (ebenda, 22). Eine Verallgemeinerung dieses Ansatzes geben Gabler & Häder & Lynn (2006) für ein zweistufiges Auswahlverfahren. Diese Formeln sollten bei der Planung von komplexen Stichproben berücksichtigt werden. Nachfolgend sollen die Konsequenzen eines komplexen Stichprobendesign für eine zweistufige Auswahl mit Schichtung auf der ersten Stufe unter vereinfachenden Annahmen6 aufgezeigt werden, wobei der durch ungleiche Auswahlwahrscheinlichkeit entstehende Designeffekt vernachlässigt wird. Der Genauigkeitsverlust lässt sich darstellen als 259

Johann Bacher

(5.)

ö æn n ÷ DEFF(T) = 1+ ç çn - 1÷× r - n × rS = 1+ (n w - 1) × r - n w × rS ø è B B

n ist die Gesamtstichprobengröße, nB ist die Zahl der Primäreinheiten und nw die durchschnittliche Clustergröße (nW = n/nB), also z. B. die in jeder Schule befragten SchülerInnen. ρ ist die so genannte Intraklassenkorrelation, definiert als Anteil der Varianz zwischen den Primäreinheiten (Cluster) an der Gesamtvarianz, und ρS der Anteil der Varianz zwischen den Schichten an der Gesamtvarianz. Die Intraklassenkorrelation ρ ist ein Maß für die Homogenität (Ähnlichkeit) innerhalb der Primäreinheiten im Vergleich zur Ähnlichkeit der Elemente der gesamten Stichprobe zueinander in dem untersuchten Merkmal. Die Intraklassenkorrelation sollte möglichst klein sein, d. h., die Elemente innerhalb der Primäreinheiten (z. B. SchülerInnen einer Schule) sollten untereinander nicht zu ähnlich sein. Ist dies nicht der Fall, wird von einem Klumpeneffekt gesprochen. Die Elemente eines Klumpen (Schule) sind untereinander ähnlicher als die Elemente unterschiedlicher Klumpen (derselben Schicht). Gelingt es den Klumpeneffekt zu vermeiden, ist ρ gleich 0 und der zweite Term in der Gleichung wird ebenfalls 0, und es tritt durch diesen Faktor kein Genauigkeitsverlust ein. Der dritte Faktor misst den Effekt der Schichtung der Primäreinheiten und kann als Homogenitätsmaß innerhalb der Schichten interpretiert werden. ρS sollte im Unterschied zu ρ sehr groß sein: Innerhalb der Schichten sollte die Ähnlichkeit (Homogenität) groß sein, zwischen den Schichten gering. Der Designeffekt fällt des Weiteren geringer aus, wenn bei fester Stichprobengröße n mehr Primäreinheiten nB ausgewählt werden. Tabelle 1 verdeutlicht die Effekte für unterschiedliche Konstellationen der Gleichung (5.) für eine Stichprobe von n = 1.000. Für eine einfache Zufallsauswahl aus einer großen Grundgesamtheit ergibt sich ein maximaler Stichprobenfehler von ±1,6%. Wird keine Schichtung vorgenommen (obere Hälfte der Tabelle 1) vergrößert sich der Stichprobenfehler. Bei einer Intraklassenkorrelation von ρ = 0,20 und nb = 25 Primäreinheiten (z. B. Schulen) verdreifacht sich der Stichprobenfehler (DEFFSQRT = 2,97). Auch bei 50 Primäreinheiten liegt noch mehr als eine Verdopplung vor. Bei 100 Primäreinheiten hat der Designeffekt einen Wert kleiner 2,0. Bei einer Intraklassenkorrelation von ρ = 0,50 ist dies erst bei 200 Primäreinheiten der Fall. Die Ergebnisse zeigen somit, dass Untersuchungen auch bei einer Stichprobengröße von 1.000 aus stichprobentheoretischer Sicht problematisch sind, wenn sie in wenigen Schulen (z. B. 50) durchgeführt werden, wie dies bei bildungs- und jugendsoziologischen Untersuchungen der Fall ist.

260

Analyse komplexer Stichproben

Tabelle 1: Designeffekt DEFFSQRT für unterschiedliche Konstellationen von nb, und S nb n nw

25 1.000 40

50 1.000 20

100 1.000 10

200 1.000 5

400 1.000 2,5

800 1.000 1,25

maximaler Stichprobenfehler bei einfacher Zufallsauswahl aus großer Grundgesamtheit σ(p)einfach

±1,6%

±1,6%

±1,6%

±1,6%

±1,6%

±1,6%

Effekte der Intraklassenkorrelation ρ und unterschiedlicher Clustergröße nw, keine Schichtung der Primäreinheiten ρS = 0 ρ = 0,0 0,2 0,5 0,8 1,0

1,00 2,97 4,53 5,67 6,32

1,00 2,19 3,24 4,02 4,47

1,00 1,67 2,35 2,86 3,16

1,00 1,34 1,73 2,05 2,24

1,00 1,14 1,32 1,48 1,58

1,00 1,02 1,06 1,10 1,12

Effekte bei Schichtung für unterschiedliche Werte von ρS und unterschiedliche Clustergrößen nw, feste Intraklassenkorrelation von ρ = 0,20 ρS = 0,00 0,05 0,10 0,15 0,20

2,97 2,61 2,19 1,67 0,89

2,19 1,95 1,67 1,34 0,89

1,67 1,52 1,34 1,14 0,89

1,34 1,24 1,14 1,02 0,89

1,14 1,08 1,02 0,96 0,89

1,02 0,99 0,96 0,93 0,89

Die untere Hälfte der Tabelle 1 veranschaulicht den Schichtungseffekt. Der Designeffekt von 1,67 für nb = 100 Primäreinheiten und eine Intraklassenkorrelation von ρ = 0,20 reduziert sich auf 1,34, wenn die Schichtung die Streuung der Primäreinheiten halbiert (ρs = 0,10)7. Ein Genauigkeitsgewinn durch eine Schichtung wird erzielt, wenn sehr viele Primäreinheiten erhoben werden oder ρs = 0,20 gleich ρ ist. Letzteres bedeutet, dass die Schichtung perfekt gelungen ist, so dass die Varianz innerhalb der Schichten gleich Null ist, was in der Praxis nie der Fall sein wird. tab01 Auf der Grundlage der Ausführungen dieses Abschnittes und der vorgenommenen Modellrechnungen lassen sich nochmals die Gründe für eine Unterschätzung der Varianzen von Schätzern bei komplexen Stichproben benennen: 261

Johann Bacher

• Es wird häufig mehrstufig mit Klumpen gearbeitet. Die Elemente eines Klumpens sind untereinander ähnlicher als die Elemente der gesamten Stichprobe. Der „Informationswert“ von m Elementen eines Klumpens ist daher geringer als wenn unabhängig m Elemente mittels einfacher Zufallsauswahl gezogen werden. • Durch eine Schichtung der Klumpen kann dieser Klumpeneffekt reduziert, aber i. d. R. nicht ausgeglichen werden. • Hinzu kommt häufig ein weiterer Genauigkeitsverlust durch den Einsatz ungleicher Auswahlwahrscheinlichkeiten. 3 Geeignete Verfahren und Statistikprogramme für die Datenanalyse 3.1 Allgemeine Vorgehensweise Zur Analyse komplexer Stichprobenpläne steht Spezialsoftware zur Verfügung. Für die PISA-Daten beispielsweise wird von der OECD das Programmpaket WesVar von WESTAT (2008) eingesetzt. Ein weiteres in der Literatur erwähntes Spezialprogramm ist SUDAAN (RTI-International 2008; Lee & Forthofer 2006). Zum anderen bieten aber auch Standardstatistikprogramme, wie SPSS (SPSS Inc. 2008), SAS (SAS Institute 2008), STATA (StataCorp 2008) und R (Lumley 2003), Module für komplexe Stichproben an. Unter den Standardprogrammen ist – sowohl hinsichtlich der Varianzschätzmethoden als auch der enthaltenen statistischen Verfahren – das Survey-Modul von Stata sehr umfangreich (siehe Übersicht 1)8. STATA enthält die meisten in der Literatur behandelten Varianzschätzmethoden. Diese sind (siehe z. B. Lee & Forthofer 2006, 22–39): • Linearisierung mit der Taylor-Methode: Die Varianzen der gesuchten Parameter, z. B. relative Häufigkeiten, Mittelwerte, Regressionskoeffizienten usw., werden mittels Taylor-Approximation geschätzt. Für deskriptive Statistiken lassen sich für einfache Designs geschlossene Formeln angeben (StataCorp 2005, 258–264). • Jackknife-Methode: Die Schätzung der gesuchten Parameter wird mehrfach wiederholt, wobei jeweils eine oder mehrere Primäreinheiten aus der Berechnung herausgenommen werden. Aus den Schätzergebnissen wird die Varianz des gesuchten Parameters berechnet (Details siehe z. B. StataCorp 2005, 267–368). Diese Methode wird z. B. bei den PIRLS-Daten (Mullis et al. 2007; Suchan et al. 2007) eingesetzt. 262

Analyse komplexer Stichproben

• BBR-Schätzung (Balanced Repeated Recplication): Für jede Primäreinheit wird eine bestimmte Anzahl von Gewichten berechnet. Durch die Gewichte erhalten Primäreinheiten innerhalb einer Schicht ein größeres, andere ein kleineres Gewicht, z. B. werden manche Fälle mit 1,5 gewichtet, andere mit 0,5. Die Gewichte werden so festgelegt, dass sie voneinander unabhängig sind. Die Schätzung der gesuchten Parameter wird mehrfach wiederholt. Aus den Schätzergebnissen wird die Varianz der gesuchten Parameter ermittelt (Details siehe z. B. StataCorp 2006, 264–265; OECD 2005b, 114–117). Diese Methode wird z. B. für die PISA-Daten eingesetzt (OECD 2005a, 2005b). Der PISA-Datensatz enthält 80 BRR-Gewichte. Vergleichbar wenige Optionen bietet derzeit SPSS an. Als einzige Methode der Varianzschätzung ist die Linearisierungsmethode implementiert (siehe z. B. SPSS 2008). Für PISA und PIRLS sind entsprechende Makros verfügbar (IEA 2008; OECD 2005a). Trotz dieser Restriktionen wird nachfolgend auf SPSS Bezug genommen, da SPSS nach wie vor ein auch in der Lehre häufig eingesetztes Standardprogramm ist und sich die Linearisierungsmethode für Standardforschungsfragen gut eignet. Zudem stehen multivariate Verfahren sowohl für quantitative, ordinale als auch nominale Merkmale zur Verfügung. Ferner ist zu vermuten, dass SPSS sein Angebot schrittweise ausbauen wird. Bereits jetzt besteht die Möglichkeit, Stichproben zu ziehen. ue01 Übersicht 1: Vergleich von COMPLEX SAMPLE in SPSS und SURVEY METHODS in STATA

Stichprobenziehung: Varianzschätzmethoden: Taylor-Linearisierung BBR-Verfahren Jackknife-Verfahren Statistische Verfahren: (relative) Häufigkeiten Mittelwert Verhältniszahlen Tabellenanalyse inkl. Unabhängigkeitstest t-Test für theoretischen Mittelwert

STATA9

SPSS14

nein

ja

ja ja ja

ja nein nein

ja ja ja ja nein (a)

ja ja ja ja nein (a) 263

Johann Bacher

t-Test für unabhängige Stichproben t-Test für abhängige Stichproben Korrelationskoeffizienten Allgemeines lineares Modell lineare Regression logistische Regression Regressionsmodell für ordinale Variablen weitere Spezialverfahren zur Regressionsanalyse

nein (b) nein (c) nein (d) nein ja ja ja

nein (b) nein (c) nein (d) ja nein (e) ja ja

ja (f)

nein

(a) Kann einfach geprüft werden, indem eine neue Variable y* mit y* = y – μ mit μ = theoretischer Mittelwert gebildet und getestet wird, ob diese von Null verschieden ist. (b) Kann mittels einfacher Regression geprüft werden. Die Gruppierungsvariable (z. B. Geschlecht) ist die unabhängige Variable, die Untersuchungsvariable (z. B. Punkte bei einem Test) die abhängige. Die Mittelwertdifferenz ist dann gleich dem nicht standardisierten Regressionskoeffizienten, die Signifikanz der Mittelwertdifferenz gleich der Signifikanz des Regressionskoeffizienten. (c) Kann einfach geprüft werden, indem eine Variabel d = y1 – y2 mit y1 = erste Messung und y2 = zweite Messung gebildet und getestet, ob diese von Null verschieden ist. (d) Signifikanzen von Korrelationen können mittels der einfachen Regression für folgende Korrelationskoeffizienten berechnet werden: Pearsonscher Korrelationskoeffizient r, Phi, punktbiserale Korrelation. (e) Submodell des allgemeinen linearen Modells (f) Z. B. Probit-Regression, Intervall-Regression, Poisson-Regression usw. (StataCorp. 2005)

Für die Datenanalyse ist in allen Programmen eine Definition des Stichprobenplans erforderlich. Festgelegt werden müssen: • Zahl der Auswahlstufen • Stichprobenplan für jede Stufe. Mitgeteilt werden müssen eine Schichtung, die Auswahlwahrscheinlichkeiten und das Auswahlverfahren (z. B. Ziehen mit oder ohne Zurücklegen) • Schätzmethode für den Standardfehler • Gewichtung Übersicht 2 gibt ein Beispiel für die Definition eines Stichprobenplans mit SPSS für die in der Einleitung erwähnten öibf-Daten. Das Vorgehen und die Struktur sind in den anderen Statistikprogrammen ähnlich. Das Beispiel ist Bacher & Beham & Lachmayr (2008) entnommen. Das Definitionsmodul wird mit CSPLAN ANALYSIS aufgerufen. Daran anschließend wird die Datei definiert, in welcher die Definition gespeichert werden soll. Anschließend 264

Analyse komplexer Stichproben

Übersicht 2: Definition eines Stichprobenplans mit SPSS CSPLAN ANALYSIS /PLAN FILE = 'D:\texte\NBAntrag\Grundschule\csfinal.csaplan' /PLANVARS ANALYSISWEIGHT = ww /PRINT PLAN /DESIGN STRATA = schicht CLUSTER = schulnum /ESTIMATOR TYPE = EQUAL_WOR /INCLPROB VARIABLE = pschicht /DESIGN /ESTIMATOR TYPE = EQUAL_WOR /INCLPROB VARIABLE = ff. wird die Gewichtungsvariable mitgeteilt, in dem Beispiel ist dies die Variable WW. Die Gewichte werden bei der Analyse komplexer Stichproben häufig so gewählt, dass eine Hochrechnung auf die Grundgesamtheit stattfindet. Die Gewichte werden aus dem Kehrwert der Auswahlwahrscheinlichkeiten ermittelt, wobei häufig eine Nachgewichtung durch Ausfälle stattfindet. Für das Gewicht wi(h)j eines Elements j aus dem i-ten Cluster der Schicht h ergibt sich die Formel: 1 1 , mit (6.) w i(h)j = × p i(h) × a i(h) p j / i(h) × a j / i(h) pi(h) = Auswahlwahrscheinlichkeit für Cluster i der Schicht h ai(h) = Teilnahmewahrscheinlichkeit für Cluster i der Schicht h p j / i(h) = Auswahlwahrscheinlichkeit für Element j gegeben Cluster i der Schicht h a j / i(h) = Teilnahmewahrscheinlichkeit für Element j gegeben Cluster i der Schicht h Ungleiche Auswahlwahrscheinlichkeiten verstärken den Designeffekt (Ganninger 2006; Sturgis 2004). Der PRINT-Befehl bewirkt eine Ausgabe des Stichprobendesigns. Mit der ersten DESIGN-Anweisung wird die erste Auswahlstufe definiert. SPSS wird mitgeteilt, dass eine Schichtung vorliegt und die Schichtzugehörigkeit in der Variablen SCHICHT steht. Die Primäreinheiten (Klumpen), in dem Beispiel die Schulen, sind durch die Variable SCHULNUM gekennzeichnet. Die Auswahl der Schulen erfolgte innerhalb der Schichten ohne Zurücklegen (EQUAL_WOR), dazu wurden die in der Variablen PSCHICHT stehenden Auswahlwahrscheinlichkeiten verwendet. Mit dem nächsten DESIGN-Be265

Johann Bacher

fehl wird die nächste Auswahlstufe definiert. Es handelt sich um die letzte Stufe. Die Auswahl erfolgt ohne Zurücklegen mit dem Auswahlsatz FF, der für alle Fälle gleich der Teilnahmequote von 0,67 gesetzt wurde. ue02

3.2 Beispiel Die Daten der öibf-Studie (Schlögl & Lachmayr 2004) wurden mittels COMPLEX SAMPLE reanalysiert. Es traten mitunter sehr große Designeffekte auf (siehe Tabelle 2), insbesondere für das Geschlecht beim Übergang in die Sekundarstufe II. Dies ist auf die starke Ausdifferenzierung des österreichischen Schulsystems zurückzuführen. In der Stichprobe befanden sich daher Schulen, die fast nur von Mädchen oder Burschen besucht werden, so dass als Folge die Varianz auf Ebene der Schulen sehr groß war. Mit Bezug auf Formel (5.) lag somit eine hohe Intraklassenkorrelation ρ vor, die deutliche Reduktionen der Genauigkeit bei Analysen nach dem Geschlecht bedingte. Die effektive Stichprobe für das Geschlecht betrug nur mehr n = 127. D. h., der für die Sekundarstufe II geschätzte Geschlechteranteil basiert auf einer einfachen Zufallsauswahl von n = 127. tab02 Tabelle 2: Merkmale komplexer Stichproben für die öibf-Studie

untersuchte Merkmale

Übergang in die Sekundarstufe I (n = 1.529) (a)

Übergang in die Sekundarstufe II (b) (n = 2.978)

Designeffekt DEFFSQRT Besuch einer maturaführenden Schule

1,88

2,35

Anteil der Buben

1,12

4,84

Bildungsaspirationen

1,60

2,92

Relativierung der Schulleistungen

1,26

1,46

Lehre als Alternative

1,56

1,92

Durchschnittsnote Deutsch im vorausgehenden Schuljahr

1,73

2,58

Durchschnittsnote Mathematik im vorausgehenden Schuljahr

1,50

2,87

Durchschnittsnote Englisch im vorausgehenden Schuljahr Gesamtnote Durchschnitt

266

2,90 1,66 1,54

2,41 2,69

Analyse komplexer Stichproben

Effektive Stichprobengröße Besuch einer maturaführenden Schule

434

540

1.223

127

Bildungsaspirationen

597

349

Relativierung der Schulleistungen

962

1.388

Lehre als Alternative

632

811

Durchschnittsnote Deutsch im vorausgehenden Schuljahr

508

446

Durchschnittsnote Mathematik im vorausgehenden Schuljahr

676

362

553 646

515 410

Anteil der Buben

Durchschnittsnote Englisch im vorausgehenden Schuljahr Gesamtnote Durchschnitt

355

(a) 5. Schulstufe, unmittelbar nach Übergang in die Sekundarstufe I (b) 9./10. Schulstufe, unmittelbar nach Übergang in die Sekundarstufe II, Datenbasis = kombinierter Eltern- und Jugendfragebogen Details: Bacher & Beham & Lachmayr (2008)

Tabelle 3 (S. 268) gibt einen Überblick über Designeffekte bei bivariaten Zusammenhangsanalysen nach dem Geschlecht. Im Vergleich zum univariaten Designeffekt von 4,43 schwächen sich die bivariaten Designeffekte für das Geschlecht auf durchschnittlich 3,35 ab, sind aber noch immer stark vorhanden. Bei multivariaten Analysen für das Geschlecht reduziert sich der Designeffekt auf weitere 2,08 für den Übergang in die Sekundarstufe II. Es tritt aber immer noch eine Verdopplung der Standardfehler ein. In multivariaten Analysen nimmt somit die Wirkung von Designeffekten ab, sie sind aber nach wie vor vorhanden. tab03 Das Beispiel verdeutlicht nochmals das Grundplädoyer des Beitrages: Für komplexe Stichproben sollen adäquate Verfahren eingesetzt werden.

3.3 Praktische Probleme Bei der Anwendung von komplexen Stichproben in der Datenauswertung tritt häufig das Problem auf, dass das angewandte Stichprobendesign nicht eins zu eins für die Datenanalyse übernommen werden kann. Zum einen sind häufig bestimmte Parameter nicht dokumentiert, wie z. B. Auswahl267

Johann Bacher

Tabelle 3: Designeffekte für bivariate Zusammenhangsanalyse

Bivariate Zusammenhänge und Unterschiede Geschlecht + AHS Geschlecht + Aspirationen Geschlecht + Deutsch Geschlecht + Mathematik Geschlecht + Englisch Geschlecht + Gesamtnote Geschlecht + Relat. Schulerfolg Geschlecht + Lehre Geschlecht + väterl. Verantw.

Teststatistik Chi2

Übergang in Sekundarstufe I

Übergang in Sekundarstufe II

DEFFSQRT

DEFFSQRT

1,07 0,89 1,14 1,24

(a) Chi2 (a) t-Test (b) t-Test (b) t-Test (b) t-Test (b) t-Test (b) t-Test (b) Chi2 (a)

1,21 1,24 1,48 1,45

9,40 4,42 2,76 2,61 2,79 2,90 1,21 2,70 1,39

Durchschnitt

1,21

3,35

(a) Berechnet aus dem gewöhnlichen Chi2-Test und der F-Teststatistik für komplexe Stichproben. (b) Berechnet als Verhältnis der t-Teststatistik für einfache Zufallsauswahl und t-Teststatistik für komplexe Zufallsauswahl.

sätze. Zum anderen kann bei der Datenerhebung ein Design eingesetzt worden sein, für das Standardfehler nicht berechnet werden können. Dies war z. B. bei den öibf-Daten der Fall. Es wurden 180 Schichten gebildet, aus jeder Schicht wurde eine Schule gezogen. Pro Schicht liegt eine Primäreinheit vor und der Standardfehler ist mit den oben beschriebenen Verfahren nicht schätzbar. Für den Einsatz komplexer Analyseverfahren ist erforderlich, dass in jeder Einheit mindestens zwei Elemente vorhanden sind, bei einem zweistufigen Design also in jeder Schicht zwei Cluster und in jedem Cluster mindestens zwei Elemente. Ist diese Voraussetzung nicht erfüllt, sind Zusammenfassungen erforderlich (Lee & Forthofer 2006).9 Das definierte Stichrobendesign ist dann nur mehr eine Annäherung an das für die Datenerhebung eingesetzte Design, und es können Spezifikationsfehler auftreten, die zu Fehlschlüssen führen können. Wünschenswert wäre daher, dass in Zukunft bereits bei der Datenerhebung ein Design eingesetzt wird, das sich auch zur Datenanalyse eignet. Für die öibf-Daten wurden die in der Übersicht 3 wiedergegebenen Zusatzannahmen getroffen. Auf Stufe I wurde die Zahl der Schichten reduziert, um zu gewährleisten, dass pro Schicht mehrere Einheiten vorliegen. Durch 268

Analyse komplexer Stichproben

diese Zusammenfassung wird der Standardfehler erhöht, da die Varianz in den Schichten steigt. Die Stufe II wurde übersprungen. Alternativ hätten mehrere Schulen zu neuen fiktiven Schulen zusammengefasst werden können, damit in jeder (fiktiven) Schule dann zwei oder mehr Klassen verfügbar sind. Durch das Überspringen der zweiten Stufe wird der Standardfehler reduziert. Die getroffenen Annahmen auf den beiden ersten Stufen haben somit entgegen gerichtete Wirkungen, aber es kann nicht davon ausgegangen werden, dass sich die Wirkungen gegenseitig aufheben. Auf der dritten Stufe schließlich wurde angenommen, dass die aufgetretenen Ausfälle zufällig sind. ue03 Übersicht 3: Stichprobendesign bei der Datenerhebung und der Datenanalyse Zur Datenerhebung eingesetzter Stichprobenplan

Für die Datenanalyse definierter Stichprobenplan

Stufe I: Schichtung nach Schultyp (12 Schultypen) und Subregionen (15 Subregionen). Es ergeben sich 180 Schichten (12 Schulformen × 15 Subregionen). Zufällige Auswahl einer Schule in jeder Schicht.

Stufe I: Die Subregionen wurden zu fünf Regionen zusammengefasst. Dadurch reduziert sich die Zahl der Schichten auf 70.

Stufe II: Zufällige Auswahl einer bzw. maximal zweier Klassen in der ausgewählten Schule.

Stufe II wurde übersprungen, da i. d. R. mit Ausnahme der AHS-Unterstufe nur eine Klasse befragt wurde.

Stufe III: Vollerhebung in den ausgewählten Klassen.

Stufe III: Da es zu Ausfällen kam, wurde angenommen, dass diese zufällig sind. Es wurde daher ein Auswahlsatz definiert, der dem Rücklauf entspricht.

4 Resümee Ziel des Beitrages war die Schaffung eines Problembewusstseins: Die Analyse komplexer Stichproben mittels Standardstatistiksoftware ist inkorrekt und führt zu Fehlschlüssen. Daher sollten in Zukunft adäquate statistische Verfahren eingesetzt werden. Neben Spezialsoftware bieten heute alle Standardstatistikpakete – sogar SPSS – geeignete Verfahren an. Die Nicht-Anwendung lässt sich also nur mehr schwer rechtfertigen. Einschränkend sei aber 269

Johann Bacher

angeführt, dass in der Praxis vielfach komplexe Designs eingesetzt werden, die nicht direkt für die Datenanalyse übernommen werden können. In Zukunft ist daher wünschenswert, dass bereits für die Datengewinnung Stichprobendesigns eingesetzt werden, die eine korrekte Schätzung von Standardfehlern ermöglichen. Zudem sollte das Vorgehen genau dokumentiert werden, so dass alle erforderlichen Informationen für die Definition des Stichprobendesign vorhanden sind. Durch beide Maßnahmen kann ein entscheidender Beitrag zur Verbesserung der Qualität von Umfragen geleistet werden. Anmerkungen * 1 2

3 4

5 6

7 8 9

An dieser Stelle möchte ich mich herzlich für die wertvollen Anregungen des anonymen Gutachters/der anonymen Gutachterin bedanken. Dieser „Kunstgriff“ über die Personenadressen ist erforderlich, da es kein Haushaltsverzeichnis gibt. Bei einem 5%-Fehlerniveau würde sich in dem Beispiel bei einer einseitigen Fragestellung zwar kein Fehlschluss ergeben, aber die Differenz der beiden Teststatistiken ist augenfällig. Bei einer zweiseitigen Fragestellung, würde sich auch für ein Fehlerniveau von 5% ein Fehlschluss ergeben. In SPSS z. B. die Prozeduren FREQUENCIES, DESCRIPTIVES, CROSSTABS, REGRESSION usw. Bei ungleichen Auswahlwahrscheinlichkeiten ist ein Korrekturfaktor (Granninger 2006; Ganninger & Häder & Gabler 2007; Park & Lee 2001) zu berücksichtigen (siehe dazu später). In der Literatur (z. B. Park & Lee 2001) wird für diesen Effekt auch das Symbol DEFt bzw. deft verwendet. Es wird angenommen, dass die Stichproben in den Clustern gleich groß sind, dass also z. B. in jeder Schule (Cluster) gleich viele SchülerInnen getestet werden und dass – in Relation zur Stichprobengröße in den Clustern – eine ausreichende Zahl von Clustern befragt wird (siehe z. B. Ganninger & Häder & Gabler 2007, 2). Die zweite Annahme ist z. B. in PISA gut erfüllt, da mindestens 150 Schulen mit maximal 35 SchülerInnen getestet werden müssen. Bei der Ableitung der Formel wurde angenommen, dass sich die Stichprobenvarianz darstellen lässt als s(T)2wS + s(T)2bS s(T)2w s(T)2komplex = + nB n = n B ×n W mit s(T) 2wS = Varianz innerhalb der Schichten, s(T) 2bS = Varianz zwischen den Schichten (bei Schichtung gleich Null), s(T) 2w = Varianz innerhalb der Einheiten (Klumpen) der Schichten, nB = Zahl der Klumpen in der Stichprobe, nW = durchschnittliche Klumpengröße. ρs = 0,10 => in % von ρ: 100 · 0,10/0,20 = 50%. Weitere Softwarevergleiche werden berichtet in Ganninger & Häder & Gabler (2007) und Siller & Tompkins (2006). In Version 10 bietet STATA (StataCorp 2008) auch Schätzmethoden für den Fall an, dass nur ein Element vorliegt. Der Autor hat aber noch keine Erfahrungen mit dieser Methode, so dass kein Erfahrungsbericht gegeben werden kann.

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Analyse komplexer Stichproben

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4 Spezielle Zielgruppen und ihre Inklusion

Bettina Stadler

Bettina Stadler

Die Befragung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen Zusammenfassung Mit dem Beitrag wird argumentiert, dass für eine möglichst gute Erfassung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen der gesamte Erhebungsprozess hinterfragt werden muss. Angefangen von der Definition der Grundgesamtheit über die Stichprobenziehung, das Erstellen eines Fragebogens, die Durchführung von Interviews und die Aufbereitung und Kontrolle der Daten werden zahlreiche die Qualität der Informationen über MigrantInnen betreffende Entscheidungen getroffen. Dies wird anhand von Beispielen aus der Arbeit am österreichischen Mikrozensus demonstriert. Über die Verbesserung der Qualität von Daten über MigrantInnen hinaus, wird das so gewonnene Wissen insgesamt zu einer differenzierteren Einschätzung der Möglichkeiten und Grenzen der erhobenen Daten führen.

Abstract The Coverage of Migrants in Sample Surveys The article argues that in the frame of a sample survey for the collection of good data on migrants reviewing the entire research process is essential. In all stages of a survey, that is the definition of the population, the choosing of a sampling procedure, the compilation of a questionnaire, the conduction of interviews and the processing and checking of the data, decisions greatly influencing the coverage of migrants and the quality of the information obtained are being made. This statement is illustrated by examples from the Austrian Micro-Census. Apart from the improvement of information on migrants this kind of review process also results in better general assessment of opportunities and limitations of the data produced.

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1 Einleitung Zu Beginn des Jahres 2008 lebten in Österreich 1,27 Mio. Menschen, die nicht im Land geboren wurden (vgl. Statistik Austria, Statistik des Bevölkerungsstandes). Das sind 15,2% der Bevölkerung. 10,3% der in Österreich lebenden Menschen haben keine österreichische Staatsbürgerschaft.1 Diese Zahlen machen sehr deutlich, dass durch die Einwanderung der letzten Jahrzehnte MigrantInnen zu einem wesentlichen Teil der Bevölkerung Österreichs geworden sind. Zu den klassischen ArbeitsmigrantInnen der 1960er und 1970er Jahre aus dem ehemaligen Jugoslawien und der Türkei sind neue Gruppen von MigrantInnen hinzugekommen: Seit den 1990er Jahren kommen zahlreiche Einwanderer, häufig mit guter (Fach-)Ausbildung, aus den ehemals kommunistischen Ländern, internationale Konzerne bringen ihre Angestellten nach Österreich, Flüchtlinge kommen aus immer weiter entfernten Regionen, und die Zahl der Studierenden aus dem Ausland hat in den letzten eineinhalb Jahrzehnten ebenfalls stark zugenommen. Empirische Untersuchungen wie der Mikrozensus, die zum Ziel haben, ein repräsentatives Abbild der Bevölkerung Österreichs zu geben, müssen diesen Tatsachen Rechnung tragen, und MigrantInnen dürfen nicht durch unpassendes Erhebungsdesign oder ungeeignete Erhebungsinstrumente systematisch von Befragungen ausgeschlossen werden. Nur so sind in weiterer Folge statistische Analysen mit Rückschlüssen auf die Gesamtbevölkerung zulässig und sinnvoll. Eine Voraussetzung für diesen Repräsentativitätsschluss ist ein möglichst geringer statistischer Fehler der gesamten Stichprobe. Eine möglichst gute Abbildung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen leistet somit einen wesentlichen Beitrag zur Qualität von Erhebungen. Welche Anforderungen ergeben sich aus dieser Feststellung für die empirische Sozialforschung? Wie müssen ForscherInnen, wie muss die amtliche Statistik, ihre Erhebungen gestalten, um dem Anspruch an Repräsentativität für eine Bevölkerung, die zu einem wesentlichen Teil aus MigrantInnen besteht, gerecht zu werden? Nachfolgend sollen diese Fragen am Beispiel der Analysen und Erfahrungen von Statistik Austria bei der Arbeit am Mikrozensus erörtert werden. Zunächst wird die Datenbasis für die Überlegungen, der Mikrozensus, dargestellt. Die anschließende Diskussion auftretender Schwierigkeiten orientiert sich an den Schritten des Forschungsprozesses. In einem ersten Abschnitt werden Aspekte der Definition der Grundgesamtheit und der Stichprobenziehung behandelt, anschließend wird auf Probleme bei der Erstellung und 276

Die Befragung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen

Übersetzung von Fragebögen eingegangen. Nach einigen Überlegungen zur Interviewsituation wird die Aufbereitung der Daten bis zum analysefähigen Datensatz besprochen.

2 Datenbasis Hintergrund für die Ausführungen sind Erfahrungen mit dem österreichischen Mikrozensus. Für diese Erhebung werden jedes Quartal, verteilt über das gesamte Gebiet Österreichs, etwa 50.000 Personen interviewt. Befragt werden jeweils alle Mitglieder eines Haushaltes. Mit Beginn 2004 wurde der Mikrozensus völlig umstrukturiert.2 Seit diesem Zeitpunkt wird die Erhebung laufend durchgeführt, d. h., zu einer im Zuge der Stichprobenziehung festgelegten Referenzwoche werden Interviews gemacht. Auch die Organisation der Erhebung wurde verändert: Nach einem persönlichen Erstinterview werden jeweils nach drei Monaten vier telefonische Folgebefragungen abgehalten. Der FeldinterviewerInnenstab wird seit 2004 zentral von Statistik Austria betreut. Für die Realisierung der Folgebefragungen wurde bei Statistik Austria ein Telefonstudio eingerichtet. Inhaltlich besteht der Mikrozensus aus zwei Teilen: In einem ersten Abschnitt werden Fragen zur Wohnsituation des Haushaltes gestellt, daran anschließend folgen zahlreiche Fragen zu Erwerbstätigkeit, Arbeitssuche und Ausbildung der einzelnen Mitglieder der Haushalte. Damit werden die Daten für den EU-Labour Force Survey, die Arbeitskräfteerhebung der Europäischen Union, erhoben. Seit Beginn der neuen Mikrozensus-Erhebung werden Maßnahmen zur Verbesserung der Erfassung von MigrantInnen gesetzt und Qualitätsanalysen durchgeführt. Beispiele hierfür sind: Alle Erhebungsunterlagen werden in Englisch, Türkisch und Bosnisch/Serbisch/Kroatisch übersetzt. Im Telefonstudio arbeiten auch zweisprachige InterviewerInnen, d. h., kommt es während eines Interviews – dies kann auch ein Feldinterview sein – zu massiven Sprachproblemen, so ist es möglich, dieses Interview an die muttersprachlichen InterviewerInnen im Telefonstudio weiterzugeben. Ist die Notwendigkeit, das Interview in einer anderen Sprache durchzuführen, bereits bekannt (z. B. bei Folgeinterviews), werden diese von den entsprechenden InterviewerInnen abgewickelt. Die übersetzten Fragebögen sind in die CAPI- und CATI-Programmierung integriert. Somit kann während der Befragung zwischen verschiedenen Sprachen gewechselt werden, hilfreich ist dies beispielsweise bei der Abklärung einzelner Begriffe. 277

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Zusätzlich wurde im Jahr 2005 ein EU-gefördertes Projekt zur Qualitätsverbesserung mit dem Titel „Migrants in the Labour Force Survey“ (Stadler & Schrittwieser 2005) durchgeführt. Im Zuge dieses Projektes wurde die Erfassung von MigrantInnen im Mikrozensus im Detail analysiert und weitere Maßnahmen zur Verbesserung entwickelt. Die Ergebnisse dieser analytischen Arbeiten bilden den Hintergrund der folgenden Ausführungen. Im Jahr 2007 wurden schließlich die Fragen des Ad-hoc-Moduls 20083 der Arbeitskräfteerhebung zum Thema „Arbeitsmarktsituation von MigrantInnen“ kognitiv getestet4. Dafür wurden 20 qualitative Interviews mit MigrantInnen gemacht. Auch die Ergebnisse dieser Tests liefern einen wichtigen Beitrag für die folgenden Ausführungen. Entsprechend der Arbeitsschritte in einem Forschungsprojekt werden die Überlegungen mit Fragen der Definition der Grundgesamtheit und der Stichprobenziehungen eingeleitet.

3 Definition der Grundgesamtheit und Stichprobenziehung Über welche Gruppe sollen mit einer Erhebung Aussagen getroffen werden? Die auf den ersten Blick sehr einfache Frage nach der Definition der Grundgesamtheit erweist sich bei näherer Betrachtung häufig als kompliziert. Sollen z. B. MigrantInnen in Österreich befragt werden, muss erstens der Begriff „MigrantIn“ definiert werden und z. B. entschieden werden, ob Menschen mit ausländischer Staatsbürgerschaft und/oder im Ausland Geborene als solche bezeichnet werden sollen. Zweitens ist aber auch wichtig zu klären, ob alle zu einem bestimmten Zeitpunkt in Österreich lebenden Menschen gemeint sind oder ob vielmehr jene Personen im Zentrum des Interesses stehen, die sich längerfristig, z. B. für mindestens drei Monate, im Land niederlassen. In ersterem Fall würden auch Saisonarbeitskräfte und TouristInnen erfasst werden. Die Beschreibung der Ränder der Grundgesamtheit und die Entscheidung, an welchen Punkten Grenzen zu ziehen sind, erfordern sehr exakte Definitionen. Wenn die Frage nach der Grundgesamtheit geklärt ist, muss als nächstes entschieden werden, wie Personen für die Befragung ausgewählt werden sollen, d. h. wie eine Stichprobe gezogen werden soll. Repräsentativität einer Erhebung für eine bestimmte Population setzt eine Zufallsauswahl der Elemente der Stichprobe voraus. Konkret müssen die Auswahlkriterien von Zufallsstichproben erlauben, bereits vor der Erhebung für jedes Element der Grundgesamtheit die Wahrscheinlichkeit, dass dieses 278

Die Befragung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen

Element Teil der Stichprobe sein wird, zu berechnen. Für jedes Element der Grundgesamtheit muss außerdem die Wahrscheinlichkeit der Auswahl größer Null sein (Schnell & Hill & Esser 1999, 249). Große Probleme bei der Stichprobenziehung bereitet oft schon das Fehlen eines Verzeichnisses mit allen Angehörigen der Grundgesamtheit. Leicht zugänglich ist das amtliche Telefonbuch. Durch die zunehmende Verwendung nicht namentlich registrierter Mobiltelefone hat dieses aber, was die Abbildung der Bevölkerung betrifft, in den letzten Jahren stark an Qualität verloren. Zudem telefonieren immer mehr Menschen mit einem vom Arbeitgeber zur Verfügung gestellten Mobiltelefon, dieser Anschluss scheint ebenfalls nicht im Telefonbuch auf. MigrantInnen verwenden zu einem größeren Anteil als die schon länger ansässige Bevölkerung nur noch Mobiltelefone, viele davon solche ohne namentliche Registrierung. Weitere Schwierigkeiten treten auf, wenn die Grundgesamtheit der Untersuchung nicht die gesamte Bevölkerung eines Landes oder einer Region umfasst, sondern eine spezifische Gruppe, die in möglichen Verzeichnissen nicht identifizierbar ist. Mit diesem Hindernis sind z. B. Erhebungen konfrontiert, für die ausschließlich MigrantInnen befragt werden sollen. Um hier Abhilfe zu schaffen, sind in den letzten Jahren onomastische Verfahren entwickelt worden. Ausgehend vom Namen einer Person sollen Rückschlüsse auf ihr Herkunftsland gezogen werden (Humpert & Schneiderheinze 2000; Santacreu Fernandes & Rother & Braun 2006). Die Nachteile dieser Vorgehensweise liegen auf der Hand: MigrantInnen, die mit einer Eheschließung ihren Namen gewechselt haben, verschwinden aus der Auswahlgesamtheit. Nachkommen von Eltern aus unterschiedlichen Herkunftsländern können schwerlich einem Herkunftskontext zugeordnet werden. Diese Schwächen onomastischer Verfahren gefährden je nach Fragestellung die Ergebnisse einer Untersuchung mehr oder weniger stark. Rückschlüsse auf die Integration von MigrantInnen wären wohl aber mittels einer auf diese Weise gewonnenen Stichprobe nicht möglich. Es besteht ein systematischer Bias, da besonders gut integrierte MigrantInnen ausgeschlossen sind. Für den österreichischen Mikrozensus wird die Stichprobe aus dem Zentralen Melderegister (ZMR) gezogen. Alle in Österreich mit Haupt- oder Nebenwohnsitz Gemeldeten sind in diesem Register enthalten. Um eine Mehrfachzählung von Menschen mit Nebenwohnsitz zu vermeiden, wurde bei der Planung der Stichprobe entschieden, nur Personen mit Hauptwohnsitz in die Stichprobenbasis aufzunehmen. Da die Anfahrt der InterviewerInnen zu den persönlichen Befragungen in ganz Österreich hohe Kosten verursacht, werden nicht einzelne Personen ausgewählt, sondern Haushalte. Die Stichprobe für den Mikrozensus wird somit aus Haushalten gezogen, in 279

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denen mindestens eine Person hauptgemeldet ist. In diesem Haushalt werden anschließend alle Mitglieder befragt, unabhängig davon, ob sie in dieser Wohnung gemeldet sind oder nicht. Mit dieser Vorgehensweise wird der Einfluss der Haushaltsgröße auf die Auswahlwahrscheinlichkeit gering gehalten. Würde nur eine Person im Haushalt befragt, wäre die Wahrscheinlichkeit der Erreichbarkeit für Personen in größeren Haushalten zwar höher als für Menschen in Singlehaushalten, gleichzeitig haben Personen in großen Haushalten eine geringere Wahrscheinlichkeit, ausgewählt zu werden (Diekmann 2006, 14). Untersuchungen, die die Überprüfung von Zusammenhangshypothesen zum Ziel haben, brauchen Daten, bei deren Erhebung systematische Störfaktoren möglichst geringen Einfluss hatten. Eine repräsentative Abbildung der gesamten Bevölkerung ist hierfür meist nicht notwendig (Diekmann 2002). Der österreichische Mikrozensus hat jedoch die primäre Absicht, repräsentative Aussagen über die österreichische Bevölkerung zu den Themen Erwerbstätigkeit, Arbeitssuche und Ausbildung zu treffen. Aus diesem Grund wurden einige weitere Überlegungen zur Stichprobe angestellt. Diese sollen hier berichtet und ihr Einfluss auf die Qualität der gewonnenen Informationen über MigrantInnen diskutiert werden. Nur Privatunterkünfte werden in die Stichprobenbasis des Mikrozensus aufgenommen, Anstalten wie SchülerInnenheime, Gefängnisse etc. sind ausgeschlossen. Dies bedeutet, dass Migrantinnen in Flüchtlingsheimen, in denen manche von ihnen bis zu mehreren Jahren leben, nicht in der Stichprobenbasis enthalten sind. Im ersten Quartal 2008 lebten 11.800 nichtösterreichische StaatsbürgerInnen in öffentlichen und privaten Flüchtlingsheimen (vgl. Statistik Austria, Anstaltserhebung). Menschen, die in Österreich nicht hauptgemeldet sind, werden befragt, wenn sie mit anderen hauptgemeldeten Personen eine Wohnung teilen. Ist jedoch in einer Wohnung kein Bewohner und keine Bewohnerin hauptgemeldet, gelangt der Haushalt nicht in die Stichprobenbasis des Mikrozensus (vgl. oben). Aus diesem Grund werden z. B. auch Studierende, die häufig noch in der Herkunftsgemeinde gemeldet sind, schlechter erfasst. Hinzu kommen geographische Aspekte: Mit einem Wohnsitzkonzept sind PendlerInnen ausgeschlossen. Zur Beantwortung mancher Fragen wie z. B. „Mit wie vielen Arbeitsstunden werden die in Österreich hergestellten Güter und Dienstleistungen erzeugt?“ sollten diese aber enthalten sein. Gleichzeitig sind AuspendlerInnen in der Stichprobe enthalten, die in Österreich leben, aber nicht hier arbeiten. Laut den Daten des Mikrozensus 2008 handelt es sich bei der zweiten Gruppe um 54.000 Personen oder 1,3% der Erwerbstätigen. 280

Die Befragung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen

Angenommen werden muss weiters, dass nur Menschen mit legalem Aufenthaltstitel in Österreich im Mikrozensus befragt werden. Bedingung für die Anmeldung eines Hauptwohnsitzes und damit eine Registrierung im ZMR ist das Vorlegen eines gültigen Reisedokuments, unabhängig von einem legalen Aufenthalt. Trotzdem muss angenommen werden, dass sich illegal im Land lebende Menschen nicht offiziell anmelden werden und nicht in der Wohnung sein werden, wenn der/die Mikrozensus-InterviewerIn kommt. Ein zwar in seiner Wirkung geringer, jedoch systematischer Ausschluss von MigrantInnen besteht im österreichischen Mikrozensus auch in zeitlicher Hinsicht. Die Stichprobe wird drei Monate vor Befragungsbeginn gezogen. MigrantInnen, die erst sehr kurze Zeit in Österreich leben, werden mit hoher Wahrscheinlichkeit nicht in die Befragung mit einbezogen. Zusätzlich wird für den Mikrozensus eine geschichtete Stichprobe nach Bundesländern gezogen. In größeren Bundesländern wird ein etwas geringerer Anteil an Personen befragt als in kleineren Bundesländern. Der Anteil an MigrantInnen ist in Wien mit Abstand am größten, 40% der im Ausland geborenen MigrantInnen leben hier. Wien zählt aufgrund seiner Größe zu den Bundesländern mit dem niedrigsten Auswahlsatz. In Wien liegt – verglichen mit dem Anteil an der Gesamtbevölkerung – der Anteil der befragten EinwohnerInnen nur bei knapp der Hälfte (Auswahlsatz in Wien: 0,31% vs. 0,56% für Gesamtösterreich). Das Resultat dieser Vorgehensweise ist, verglichen mit einer ungeschichteten Stichprobe, eine niedrigere Anzahl von befragten MigrantInnen. Für die Betrachtung von Aggregaten werden diese Differenzen durch die Gewichtung wieder ausgeglichen.5 Im Mikrozensus werden auch höhere Stichprobenausfälle bei MigrantInnen aufgrund nicht durchführbarer Befragungen festgestellt. Gewichtet nach Bundesländern wurden im Jahr 2007 ausländische StaatsbürgerInnen um 20 Prozent untererfasst. Der Einfluss des im vorherigen Absatz beschriebenen unterschiedlichen Auswahlsatzes nach Bundesländern wurde hier herausgerechnet. In den erhobenen Daten fanden sich 7,9% Personen mit nicht-österreichischer Staatsbürgerschaft, lt. Zentralem Melderegister haben jedoch 9,9% der Bevölkerung eine andere als die österreichische Staatsbürgerschaft. Schließlich ist auch der Zeitpunkt der Befragung für die Ausschöpfung einer Stichprobe und damit die Qualität der Stichprobe von Bedeutung. Wird z. B. im Sommer befragt, sind viele MigrantInnen schlechter erreichbar, da sie einen längeren Urlaub im Heimatland verbringen. Die Befragungen für den Mikrozensus werden das ganze Jahr über durchgeführt. Um ein Interview zu erhalten, werden bis zu zwanzig telefonische und persönliche Kon281

Bettina Stadler

taktversuche unternommen. Eine Analyse der durchschnittlichen Zeitdauer bis zu einer Befragung zeigt, dass insgesamt die Erreichbarkeit im Sommer schlechter ist. Besonders die erfolgreiche Befragung in der Türkei geborener Personen nimmt im Juli um knapp eineinhalb Wochen mehr in Anspruch als im Jahresdurchschnitt. Durchschnittliche Zeit zwischen Referenzwoche und Befragung nach Geburtsland in Wochen 2007 Monat

Gesamt

Öster- EU15 o. EU25 Ex-JugoslaAndere Türkei reich Österreich 10 Neue wien (o. Slo.) Länder Mittelwert

Jänner Februar März April Mai Juni Juli August September Oktober November Dezember

3,0 2,2 2,0 2,5 2,4 2,2 3,4 2,8 2,2 3,4 3,3 3,1

2,9 2,2 2,0 2,5 2,3 2,2 3,4 2,7 2,2 3,4 3,3 3,1

2,9 2,4 2,1 2,6 2,2 2,1 3,5 2,8 2,3 3,3 3,3 3,0

2,8 2,5 2,0 2,8 2,3 2,0 3,2 2,9 2,0 3,2 2,8 2,9

3,2 2,4 2,1 2,7 2,7 2,1 3,7 2,8 2,1 3,3 3,0 3,1

3,5 3,1 2,6 3,1 3,0 2,3 4,5 3,4 2,6 3,5 2,8 2,5

3,5 2,4 2,1 2,7 2,8 2,1 3,6 3,1 2,2 3,7 3,6 3,0

Gesamt

2,7

2,7

2,7

2,7

2,8

3,1

2,9

Q.: Statistik Austria, Mikrozensus/Arbeitskräfteerhebung 2007

Nach diesem Überblick über wichtige Aspekte der Stichprobenziehung werden nun die Anforderungen an die Erstellung von Fragebögen für MigrantInnen genauer beschrieben.

4 Erstellung des Fragebogens und Übersetzungen Die Entwicklung eines Fragebogens für MigrantInnen umfasst zwei Phasen. In einem ersten Schritt müssen bei der Erstellung des Fragebogens spezifische Anforderungen für die Befragung von MigrantInnen berücksichtigt werden. Erst anschließend kann der Fragebogen in andere Sprachen übersetzt werden. Allgemeine Anforderungen an einen Fragebogen sind die Verständlichkeit der Fragen, präzise und zugleich möglichst einfache Formulierungen 282

Die Befragung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen

und das Vermeiden einer Überforderung der Befragten durch mehrdimensionale Fragen (vgl. exemplarisch: Diekmann 2002; Porst 2000). Diese Kriterien gewinnen noch größere Bedeutung, wenn der Fragebogen später übersetzt werden soll. Vorhandene Unklarheiten in den Formulierungen oder den verwendeten Konzepten werden durch Übersetzungen weiter verstärkt. Eine Voraussetzung für Übersetzungen ist somit Klarheit über die Semantik der verwendeten Begriffe. Ein wichtiges Instrument für die Entwicklung und Prüfung von Fragen für eine quantitative Untersuchung sind kognitive Tests (Hughes 2004; Prüfer & Rexroth 2005). Mit diesem Instrument kann Einblick in die kognitiven Prozesse der RespondentInnen bei der Beantwortung von Fragen gewonnen werden. Die Verständlichkeit von zentralen verwendeten Begriffen sollte bei Personen, die Deutsch nicht als Muttersprache sprechen, gesondert geprüft werden. Erst für Teile des Mikrozensus durchgeführte kognitive Tests machten beispielsweise deutlich, dass MigrantInnen die grundsätzlich sehr gut Deutsch sprechen, manche gebräuchlichen Begriffe nicht verstehen. Einige MigrantInnen deuteten so den Begriff „Lebensgemeinschaft“ als „zusammen leben“, ohne die besondere Konnotation einer Partnerschaft (Pfeffer & Klapfer 2008). Der Hintergrund, vor dem eine Frage gestellt wird, hat gleichfalls große Auswirkung auf die Interpretation einer Frage durch die RespondentInnen. Im Rahmen von kognitiven Tests wurde im November 2007 auch folgende Frage getestet: „Haben Sie jemals in Österreich um Asyl angesucht?“ Zur Zeit des Tests war in den österreichischen Medien die Frage der Zulässigkeit der Abschiebung von schon sehr lange in Österreich lebenden Flüchtlingen nach einem negativen Asylbescheid sehr kontrovers diskutiert worden. Die Frage, ob sie glauben, dass andere Menschen eine solche Frage wahrheitsgemäß beantworten würden, verneinten elf von 20 Interviewten. Die genannten Gründe waren, dass man negative Auswirkungen auf die derzeitige Lebenssituation fürchtet, wenn bekannt würde, dass man jemals in Österreich um Asyl angesucht hatte.6 Aus diesen Ergebnissen wurde geschlossen, dass die getestete Frage keine validen Ergebnisse bringen würde und nicht gestellt werden kann. Erst nach entsprechenden Tests kann somit ein Fragebogen für die Befragung von MigrantInnen in Fremdsprachen übersetzt werden. Eine einfache Übersetzung des Fragebogens – auch durch mit der Materie vertraute ÜbersetzerInnen – genügt nicht.7 Durch nur einmalige Übertragung kann nicht gewährleistet werden, dass die Bedeutung der knapp formulierten Fragen tatsächlich in eine andere Sprache übertragen wurde. Eine 283

Bettina Stadler

Überprüfung auf Fehler kann z. B. durch eine Rückübersetzung in die Ausgangssprache erfolgen. Von manchen Autorinnen wird zudem gefordert, nicht eine/einen ÜbersetzerIn alleine die Übertragung vornehmen zu lassen, sondern diese in einer Gruppe von ÜbersetzerInnen zu erarbeiten (Harkness 2003). Für den Mikrozensus wurden diese Zusammenhänge zu Beginn nicht beachtet und die Fragebögen einmalig übersetzt und anschließend verwendet. Zwei Beispiele sollen die anschließend aufgetretenen Probleme illustrieren: • Erst Hinweise der muttersprachlichen InterviewerInnen zeigten, dass der Begriff „Haushaltsführend“ – eine bewusst gewählte, geschlechtsneutrale Formulierung – in einer Übersetzung mit „Hausfrau“ wiedergegeben worden war. • Der Begriff „AMS (Arbeitsmarktservice)“ war von den ÜbersetzerInnen ebenso wie alle anderen Begriffe übersetzt worden und wurde von den Befragten nicht mehr verstanden. In diesem Fall ist es sicher angemessener, die in Österreich übliche Bezeichnung anzuführen und evtl. mit einer zusätzlichen Übersetzung zu ergänzen. Auf weitere wichtige Aspekte der Erstellung von Fragebögen kann hier nur beispielhaft hingewiesen werden. Ein erster Punkt betrifft den institutionellen Rahmen, in dem MigrantInnen vor der Einreise nach Österreich gelebt haben. Die jeweils sehr unterschiedliche Gestaltung der Bildungssysteme in den einzelnen Staaten macht die Erfassung von in verschiedenen Ländern erworbenen Bildungsabschlüssen mit einem einzigen Fragebogen nahezu unmöglich. Zweitens pflegen Menschen je nach Herkunftskultur (zumindest für eine bestimmte Zeit) unterschiedliche Kommunikationsstile. In vielen asiatischen Kulturen wird „Nein“ als Antwort auf eine Frage möglichst vermieden (Kleiner & Pan 2005, 85). Fragen in einem Fragebogen, die eine Entscheidung zwischen „Ja“ und „Nein“ erforderlich machen, sind in diesem Kontext nicht sinnvoll.

5 Blackbox Interviewsituation Wenn der Fragebogen fertig erstellt ist und ins Feld gegangen ist, verlieren ForscherInnen zwischenzeitlich die Kontrolle über ihre Untersuchung. Dies trifft insbesondere dann zu, wenn die Erhebung an ein Markt- und Meinungsforschungsinstitut ausgelagert wird. Häufig gibt es wenig Rückkoppelung zwischen den ForscherInnen und den Verantwortlichen für die Feld284

Die Befragung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen

arbeit. Auch wenn von den AuftraggeberInnen bestimmte Maßzahlen wie Ausschöpfungsraten, Zahl der Kontaktversuche etc. vorgegeben werden, bleiben viele Aspekte der konkreten Erhebungssituation unbeleuchtet. Einige Fragen können nur unzureichend oder durch sehr aufwändige Kontrollmaßnahmen beantwortet werden. Solche Fragen sind z. B.: Was passiert tatsächlich während des Interviews? Wie reagieren die Befragten auf das Ersuchen um ein Interview? Wie erledigen InterviewerInnen ihre Arbeit? Welche Haltung nehmen sie selbst gegenüber der Untersuchung ein, und welche Haltung vermitteln sie den Befragten? Im Mikrozensus werden Feldinterviews von Statistik Austria organisiert, für Telefoninterviews wurde im Haus ein eigenes Telefonstudio eingerichtet. Im Folgenden werden wiederum Erfahrungen aus dieser Arbeit berichtet. Die Mikrozensus-FeldinterviewerInnen haben übersetzte Fragebögen zur Verfügung. Im ersten Quartal 2008 wurden für 1,8% aller Befragungen bzw. 900 Interviews diese auch verwendet. InterviewerInnen können während des persönlichen Interviews am Laptop zwischen verschiedenen Sprachversionen wechseln. Erfahrungen im Feld haben gezeigt, dass Menschen manchmal einzelne Begriffe nicht verstehen und dann die fremdsprachigen Zusatzinformationen hilfreich sind. In dieser Situation lesen Befragte dann – so weit nötig – die Fragen in der übersetzten Version am Bildschirm mit. Wenn sich zu Beginn oder während eines persönlichen Interviews herausstellt, dass dieses aufgrund von Sprachproblemen nicht durchgeführt werden kann, können die InterviewerInnen dieses an das Telefonstudio weitergeben. Ad-hoc-ÜbersetzerInnen (z. B. Familienmitglieder, NachbarInnen) kamen im ersten Quartal 2008 ca. 400-mal zum Einsatz, d. h. bei weniger als 1% der Interviews. Diese Ad-hoc-Übersetzungen während des Interviews ermöglichen zwar einerseits Interviews, die auf Deutsch nicht möglich gewesen wären, gleichzeitig geht von diesen Übersetzungen aber auch eine gewisse Gefahr für die Qualität von Befragungen aus. Die ÜbersetzerInnen sind nicht vertraut mit dem Thema der Befragung und interpretieren die Fragen, so wie und so weit sie sie verstehen. Meist wird auch nicht dokumentiert, wer übersetzt hat (Kleiner & Pan 2006). In größeren Befragungen wie dem Mikrozensus kommen muttersprachliche InterviewerInnen zum Einsatz. Ihre Arbeit kann ähnlich wie Ad-hocÜbersetzungen in zwei Richtungen Auswirkungen auf die Qualität der Ergebnisse haben: Zwar bringt auch die Möglichkeit, Interviews in der Muttersprache8 der Befragten durchzuführen, einen großen Qualitätsgewinn für die Befragung mit sich. Gleichzeitig können muttersprachliche InterviewerInnen schlechter kontrolliert werden und erhalten viel Macht, z. B. den Fra285

Bettina Stadler

gebogen zu interpretieren oder die Antworten der Befragten zu filtern. Um alle diese Einflussfaktoren möglichst gering zu halten, ist es auch hier wichtig, in einen guten Fragebogen, gute Schulungen und intensive Kontrolle der InterviewerInnen zu investieren. Abhängig vom Thema der Untersuchungen, d. h. vor allem wenn viele Erklärungen des Fragebogens notwendig sind, kann es auch sinnvoll sein, die Interviews von geschulten ÜbersetzerInnen durchführen zu lassen (Pan 2006). Weitere grundlegende Aspekte der Interviewsituation sind zu bedenken. InterviewerIn und interviewte Person bringen über den konkreten Inhalt der Befragung hinausgehendes Wissen und Vorannahmen in die Interviewsituation ein. Allein schon die Teilnahme an einer Befragung erfordert von der/dem Interviewten einiges Wissen über das angemessene Verhalten in einer solchen Situation. Ein Teil der MigrantInnen ist aufgrund des Fehlens von Umfragen in ihrem Herkunftsland sicher weniger vertraut mit Befragungen und verfügt nicht über entsprechende Erfahrungen. Diese Einschätzung teilen auch Kleiner und Pan: „It should not be assumed that all people know how to participate appropriately in a survey interview.“ (Kleiner & Pan 2006, 86) Dies trifft – abhängig vom Herkunftsland – vermutlich besonders auf gerade erst kürzlich zugewanderte MigrantInnen zu. Auswirken kann sich diese geringere Kompetenz in zwei verschiedene Richtungen: Einerseits können MigrantInnen weniger Verständnis für die Notwendigkeit der Teilnahme an der Erhebung zeigen, andererseits kann auch die Ablehnung der Befragung („nicht schon wieder!“) geringer sein. Auch das Wissen und die Haltung der InterviewerInnen gegenüber den Befragten beeinflusst das Interview. Im Jahr 2005 wurden 120 FeldinterviewerInnen des Mikrozensus mittels eines standardisierten Fragebogens zu ihren Erfahrungen mit MigrantInnen befragt. Im Fragebogen war auch eine Itembatterie zur Einstellung zu MigrantInnen enthalten. Unter den IntervierwerInnen finden sich sowohl tendentiell ausländerfeindlich eingestellte InterviewerInnen als auch solche, die gegenüber MigrantInnen eine positive Haltung einnehmen. So stimmte etwa jedeR dritte InterviewerIn der Aussage „AusländerInnen sind eine Belastung für das soziale Netz“ sehr bzw. voll und ganz zu. Der Aussage „AusländerInnen sind eine Bereicherung für die österreichische Kultur“ stimmte jedeR Vierte sehr bzw. voll und ganz zu. Um den Einfluss der Haltung der InterviewerInnen auf die Ergebnisse der Befragung möglichst gering zu halten, muss eine weitestgehende Standardisierung der Befragung sichergestellt werden. Darüber sollten in Schulungen auch kulturelle Differenzen berücksichtigt werden. Auf eine offene Frage nach Erfahrungen, Tipps und Tricks wurde von den InterviewerInnen u. a. 286

Die Befragung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen

erwähnt, dass beim Betreten der Wohnung von TürkInnen das Ausziehen der Schuhe bereits vor der Wohnungstüre sehr wichtig ist. BesucherInnen, die die Wohnung mit Straßenschuhen betreten, erleben die Befragten als sehr unhöflich. Diese beschriebenen Aspekte der Interviewsituation geben nur einen kleinen Teil der Mechanismen während des Interviews wider. Für die Gültigkeit späterer Analysen stellt die Qualität der Befragung einen zentralen Punkt dar. Hier wäre auch die (Weiter-)Entwicklung von Qualitätsstandards von großer Bedeutung.

6 Aufbereitung der Daten und Auswertung Der Aufwand für die Herstellung eines analysefähigen Datenfiles wird in Untersuchungen häufig unterschätzt. Zwar ist die Datenaufbereitung und -kontrolle mit der Entwicklung von leistungsstarken Computerprogrammen um vieles einfacher geworden, noch immer aber müssen Daten vor der Analyse geprüft werden. Seit sich CAPI/CATI9 als Erhebungsmethoden weitgehend durchgesetzt haben, brauchen Fragebögen nicht mehr wie früher mühsam händisch eingegeben werden. Als wichtigste Fehlerquellen sind mögliche Tippfehler bei der Dateneingabe von Programmierfehlern beim Datenmanagement ersetzt worden. Die Verwendung von computerbasierten Fragebögen macht es möglich, bereits während des Interviews Plausibilitätskontrollen durchzuführen. Inkonsistente Angaben der Befragten können so gleich im Zuge des Interviews und von den Befragten selbst richtig gestellt werden. Nach dem Interview werden weitere Plausibilitätskontrollen durchgeführt und unplausible Angaben entfernt. Diese Kontrollen betreffen sehr stark sozio-demographische Angaben, die auch tatsächlich prüfbar sind. Aussagen über Einstellungen und Werte können nicht in gleicher Weise kontrolliert werden. Hier muss auf Validität der Erhebungsinstrumente10 vertraut (bzw. diese vorher geprüft) werden. Bei diesem Arbeitsschritt besteht aber stets die Gefahr, tatsächlich existierende Besonderheiten „auszubügeln“. In die Plausibilitätskontrollen fließen viele Annahmen der ForscherInnen darüber ein, welche Zusammenhänge in den Daten möglich bzw. „normal“ sind und welche nicht. Personengruppen wie MigrantInnen befinden sich häufiger in Umständen, die sich von jener der/des sog. NormalbürgerIn unterscheiden. Der Zusammenhang zwischen Ausbildung und ausgeübtem 287

Bettina Stadler

Beruf ist beispielsweise bei einigen MigrantInnen ungewöhnlich in dem Sinn, dass sie für ihre Tätigkeit deutlich überqualifiziert sind. Würden hier nach Plausibilitätskontrollen entsprechende Korrekturen folgen, könnten Hinweise auf tatsächlich vorhandene Dequalifizierung von MigrantInnen in den Daten fälschlicherweise bereinigt werden. Neben den durch Plausibilitätskontrollen von ForscherInnen selbst erzeugten fehlenden Werten gibt es auch „echte“ Item-Nonresponse, d. h., zu einer bestimmten Frage wurde von den Interviewten keine Antwort gegeben.11 Grundsätzlich gibt es drei mögliche Strategien der Behandlung von Nonresponse. Erstens können fehlende Werte in den Daten belassen werden, zweitens können sie mit verschiedenen Verfahren ersetzt – imputiert12 – werden, drittens können fehlende Angaben auch durch Gewichtung ausgeglichen werden. Die letztere Möglichkeit wird meist dann gewählt, wenn von einer Person sehr viele Angaben fehlen. Voraussetzung für gute Imputation ist ein geringer Prozentsatz an fehlenden Daten. Keines der verschiedenen Imputationsverfahren13 erfordert hier einen bestimmten Mindestanteil an vorhandenen Daten, in der Praxis ist aber eine Imputation bei mehr als 10% fehlenden Werten nicht sinnvoll. Keinesfalls kann durch Imputation ein Bias der fehlenden Werte ausgeglichen werden. Würden einzelne Fragen z. B. von einem großen Teil der MigrantInnen nicht verstanden und würden die erhaltenen Angaben auf diese Gruppe übertragen, wären diese Werte für die Gruppe voraussichtlich fehlerhaft. Im Mikrozensus ist der Anteil der imputierten Werte generell sehr gering und liegt bei den meisten Fragen unter 2 Prozent. Etwas höher ist der Wert bei den Fragen nach der Ausbildung, ein im Jahr 2005 durchgeführter Vergleich der Imputationsraten von MigrantInnen und Nicht-MigrantInnen zeigte, dass die erste Gruppe von diesen Problemen auch stärker betroffen ist. Eine sehr wichtige Ergänzung zu den erhobenen Daten stellen Metadaten dar. Damit sind alle Informationen über die Durchführung der Erhebung, Probleme bei der Erhebung etc. gemeint. Diese Informationen können für allgemeine Qualitätsanalysen verwendet werden, sie sind aber auch für die Abklärung von unerwarteten und nicht erklärbaren Ergebnissen hilfreich. Im Mikrozensus finden sich z. B. Angaben darüber, ob das Interview von einer Person selbst gegeben wurde oder ob die Auskünfte – was zulässig ist – von einer anderen Person im Haushalt stammen. Mit dieser Information konnten fehlende Einträge bei den Fragen zur Arbeitszeit in der Referenzwoche erklärt werden. Menschen wissen häufig nicht genau über die Arbeitszeiten anderer BewohnerInnen des gleichen Haushaltes 288

Die Befragung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen

Bescheid. In den Daten ist auch verzeichnet, ob die Befragung in Deutsch oder in einer anderen Sprache durchgeführt und ob während des Interviews übersetzt wurde. Abschließend wird für jede Person im Datensatz ein Gewichtungsfaktor berechnet (Haslinger & Kytir 2006). Am Ende dieser Arbeitsschritte steht nun ein fertiger, analysefähiger Datensatz bereit.

7 Resümee Mit dem Beitrag sollte gezeigt werden, dass in Stichprobenerhebungen für eine möglichst gute Abbildung der Situation von MigrantInnen nicht ausschließlich der Fragebogen in andere Sprachen übersetzt werden darf. Darüber hinaus muss der gesamte Forschungsprozess auf mögliche Probleme hin untersucht werden. Bereits bei der Definition der Grundgesamtheit und der Entscheidung über die Stichprobenziehung werden Weichen gestellt, die Auswirkungen auf die Qualität der Erfassung von MigrantInnen haben. Wird als Basis für eine Stichprobe ein Verzeichnis verwendet, in dem MigrantInnen schlechter abgebildet sind als die schon länger ansässige Bevölkerung (z. B. das Telefonbuch), hat dies Auswirkungen auf die Ergebnisse. Der verwendete Fragebogen muss nicht nur übersetzt werden, sondern auch die im Fragebogen umgesetzten Konzepte (Beispiel Lebensgemeinschaft) auf ihre Übertragbarkeit in eine andere Sprache geprüft werden. Während der konkreten Befragungssituation müssen kulturelle Unterschiede und Sensibilitäten beachtet werden (z. B. Schuhe vor dem Betreten der Wohnung ausziehen). So können Irritationen, die sich sicher negativ auf die Kooperationsbereitschaft auswirken, vermieden werden. Schließlich müssen auch bei der Datenbereinigung Unterschiede in der Situation von MigrantInnen beachtet werden. So darf z. B. häufigere Überqualifikation von MigrantInnen für ihre berufliche Tätigkeit nicht durch Plausibilitätskontrollen beseitigt werden. Ein Nebeneffekt dieser Vorgehensweise ist – so zeigt die Arbeit am Mikrozensus – deutlich mehr Klarheit darüber, wie Daten erhoben werden und welche Einflussfaktoren auf die Qualität der am Ende erhaltenen Daten wirken.

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Bettina Stadler

Anmerkungen 1

2 3

4

5

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7

8

9

10 11 12

13

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Vgl. Statistik Austria, Statistik des Bevölkerungsstandes, http://www.statistik.at/ web_de/statistiken/bevoelkerung/bevoelkerungsstruktur/bevoelkerung_nach_ staatsangehoerigkeit_geburtsland/031396.html (Stand 1. 10. 2008). Eine Beschreibung der Änderungen findet sich in Kytir & Stadler (2004). Jedes Jahr wird zusätzlich zur laufenden Befragung der Mikrozensus-Arbeitskräfteerhebung ein Modul mit detaillierteren Fragen zu wechselnden, aktuellen Themen durchgeführt. Kognitive Interviews sind persönlich-mündliche Interviews. Sie werden für die Entwicklung und Verbesserung von Fragen eines Fragebogens eingesetzt. Ziel ist, Einblick in die kognitiven Prozesse, die beim Beantworten von Fragen eines Fragebogens bei dem/der Befragten ablaufen, zu bekommen. Für einen Überblick vgl. Prüfer & Rexroth (2005). Hierbei handelt es sich ausschließlich um einen Stichprobeneffekt. Da dies alle MigrantInnen in Wien betrifft, braucht kein systematischer Bias und damit Probleme für die Datenqualität angenommen werden. Zitat aus einem Interview: „Nein. (Lacht.) Weil es mit Sicherheit viele Leute gibt, die Angst haben, dass sie dann nicht hier bleiben dürfen. Dass sie abgeschoben werden, dass Verwandte abgeschoben werden.“ Der Grund hierfür liegt nicht an schlechter Arbeit der ÜbersetzerInnen, sondern sie können die Konzepte im Hintergrund oft nicht erkennen und treffen während der Übersetzung deshalb in manchen Fällen unrichtige Entscheidungen. Aufgrund des großen Aufwandes für Übersetzungen kann immer nur in ausgewählte Sprachen übersetzt werden. In manchen Fällen entspricht die verwendete Übersetzung (z. B. in Englisch) deshalb nicht der Muttersprache des/der Befragten. Die Begriffe CAPI und CATI stehen für „Computer Assisted Personal Interview“ und „Computer Assisted Telephone Interview“. Bei diesen Techniken hat der Fragebogen die Form eines Programmes am Computer. Vgl. für einen allgemeinen Überblick z. B. Diekmann (2002, 223 ff.). Um mehr Informationen über die Art der fehlenden Antworten zu bekommen, wird im Mikrozensus zwischen „Weiß nicht“ und „Verweigert“ unterschieden. Mit dem Begriff Imputation werden verschiedene statistische Verfahren zum Ersetzen fehlender Werte in Datensätzen bezeichnet. Für eine Beschreibung der Imputation für den österreichischen Mikrozensus siehe Moser (2005). Als wichtigste Beispiele seien hier Imputation mit Hot Deck und Imputation mit Distanzfunktion genannt. Einen Überblick über die verschiedenen Verfahren bietet die Knowledge base on Statistical Data Editing der UN/ECE abgerufen am 1. 10. 2008, Website: http://www.unece.org/stats/k-base/.

Die Befragung von MigrantInnen in Stichprobenerhebungen

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Wolfgang Aschauer

Wolfgang Aschauer

Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen Zusammenfassung Studien mit MigrantInnen gewinnen im Kontext der Globalisierung an Gewicht, werden jedoch innerhalb der Umfrageforschung kaum methodisch reflektiert. Während sich einzelne Forschungen verstärkt mit der Selektion von MigrantInnen für repräsentative Stichproben befassen, liegen bis dato kaum Analysen über Artefaktquellen innerhalb der Erhebungsphase und im Kontext der Befragung vor. Der Beitrag befasst sich deshalb mit Fehlerquellen, die auf das Messinstrument, die Interaktion zwischen InterviewerIn und Befragten sowie auf die MigrantInnen selbst zurückgeführt werden können. Die angesprochenen Messfehler werden anhand einer Studie zur Integration von Salzburger MigrantInnen analysiert. Sowohl in der Konstruktion des Fragebogens als auch im Rahmen der Erhebungsphase wurde eine begleitende Analyse möglicher Fehlerquellen vorgenommen. Durch die exakte Dokumentation der einzelnen Interviews und die methodologische Analyse der Ergebnisse sollen in diesem Beitrag neue Wege in der Analyse quantitativer Umfragedesigns mit MigrantInnen beschritten werden.

Abstract Particularities and Problems of Quantitative Surveys With Migrants Scientific studies with migrants gain importance in the context of globalization but there is hardly any methodological reflection in survey research. Several research deals with sampling of migrants for representative studies but till now there is only little scientific analysis about survey errors during the fieldwork and in regard to the interview conditions. This article refers to measurement errors, which can be ascribed to the questionnaire, the interaction between the interviewer and the respondent and the behaviour of the migrant himself. These biases are analysed based on a study about the integration of migrants in the city of Salzburg. An accompanying analysis of possible measurement errors was done in the construction of the questionnaire as well as in the context of fieldwork. Because of the accurate documentation of the interviews and the methodological analysis of the results the article may open new perspectives in the field of quantitative survey research with migrants.

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1 Einführung Interviews und Befragungen werden in der quantitativen Forschung mit großer Selbstverständlichkeit und in großem Umfang eingesetzt, sie stellen bei weitem den größten Anteil empirischer Forschungsprojekte. Während Stichprobendesigns und Stichprobenanalysen zunehmend reflektiert und verbessert werden und derzeit einen hohen Stellenwert in der Umfrageforschung einnehmen (Gabler & Häder 2008; Bacher 2008), wird das Interview, egal ob standardisiert oder unstandardisiert, eher ungenügend methodisch reflektiert. Auch im Rahmen der standardisierten Befragung, die im Zentrum des Beitrags steht, sind beide Seiten, sowohl das Frage- als auch das Antwortverhalten zu diskutieren. Dies gilt insbesondere auch im Rahmen interkultureller Forschung und bei MigrantInnenstichproben. MigrantInnen sind innerhalb der quantitativen Forschung nicht nur schwierig zu erreichen, auch die Validität der Untersuchungsergebnisse muss häufig kritisch betrachtet werden.1 Die methodische Lösung zur Erreichung eines validen Umfrageergebnisses kann nur sein, den gesamten Konstruktionsprozess des Ergebnisses in den Blick zu nehmen und in die Interpretation einzubeziehen (Herwatz-Emden 2000). Das Verhalten der UntersuchungsteilnehmerInnen muss nicht nur bei qualitativen Interviews, sondern auch bei standardisierten Befragungen berücksichtigt werden, gerade wenn es sich bei der Untersuchungseinheit um eine problematische, der Forschung schwer zugängliche Gruppe handelt. Klassische Fehlerquellen im Rahmen der Stichprobenziehung, die insbesondere bei MigrantInnenstichproben relevant sind, sind beispielsweise der Coverage Error (z. B. Weisberg 2005) sowie Nonresponse-Effekte (z. B. Stoop 2005; Cooper & De Leeuw 2003). Zur Vermeidung des Coverage Errors werden derzeit verschiedene Strategien der Gewinnung von Zufallsstichproben bei MigrantInnen diskutiert (z. B. Salentin 1999; Humpert & Schneiderheinze 2000; Santacreu & Rother & Braun 2006). In diesem Beitrag soll jedoch nicht auf die bekannten Schwierigkeiten und Fehlerquellen in der Selektion von MigrantInnen eingegangen werden, sondern – und dies ist der neue Ansatz – es sollen Fehlerquellen, die innerhalb der Feldphase und durch das Befragtenverhalten entstehen, den Schwerpunkt bilden. Anhand einer quantitativen Studie mit MigrantInnen werden problematische Aspekte innerhalb der Befragung von MigrantInnen aufgezeigt.

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Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen

2 Methodische Fehlerquellen im Rahmen des standardisierten Interviews Migrationsforschung ist in der Regel immer auch kulturvergleichende Forschung, deshalb müssen die spezifischen Schwierigkeiten, die für kulturvergleichende Studien gelten (Braun 2006; Hoffmeyer-Zlotnik & Harkness 2006; Rippl & Seipel 2008), gesondert berücksichtigt werden. Der Beitrag befasst sich im Folgenden mit Fehlerquellen, die in der Umfrageforschung als „Measurement Errors“ bezeichnet werden. Dies sind miteinander interagierende Artefakte, • die auf das Messinstrument (Frageformulierung, sprachliche Barrieren, Skalenbildung und Skalierung), • die Interaktion zwischen Interviewern und Befragten (situationsspezifische Einflüsse), • den Umfragemodus • sowie auf die Befragten selbst (Befragtenrolle, Rational-Choice-Modell des Befragtenverhaltens) zurückgeführt werden können. Inwiefern die angeführten Ebenen bei MigrantInnen relevant sind, sollen die weiteren Ausführungen zeigen.

2.1 Messinstrument Eine erste Fehlerquelle liegt bei Befragungen von ZuwanderInnen in der Operationalisierung der Konstrukte begründet. Die Konstruktäquivalenz ist eine wesentliche Voraussetzung des Kulturvergleichs, theoretische Konzepte können nur verglichen werden, wenn bei MigrantInnen aus verschiedenen Herkunftsländern die gleichen zugrunde liegenden Dimensionen erfasst werden. Theoretische Konzepte, die im Rahmen standardisierter Befragungen überprüft werden, sind jedoch innerhalb der Herkunftsländer mit unterschiedlichen Bedeutungen versehen. Letztlich sind es diese kulturell geprägten Reaktionen der ProbandInnen, seien es Formen von Bedeutungszuschreibungen oder Verstehensleistungen, die eine mangelnde interkulturelle Vergleichbarkeit der Messkonzepte bedingen. Persönliche Erfahrungskontexte und das in der Kultur zugängliche Erfahrungswissen können sich gemeinsam auf die Interpretation von Fragen auswirken (Braun 2006). Bei MigrantInnenstichproben ergibt sich zusätzlich zur Konstruktäquivalenz das Problem, dass sich ZuwanderInnen nicht nur nach Herkunftsländern, sondern zusätzlich auch in anderen wesentlichen sozioökonomischen Parametern (z. B. Bildung und Beruf) unterscheiden. So weisen bei295

Wolfgang Aschauer

spielsweise in Österreich MigrantInnen aus der Türkei und aus Ex-Jugoslawien überproportional häufig eine ungünstige Bildungsstruktur auf, während Angehörige anderer Staaten teils höhere Anteile in den gehobenen Bildungskategorien aufweisen (Felderer et al. 2004). Es kann angenommen werden, dass Konstrukte somit schicht- und milieuspezifisch unterschiedlich relevant sind und den Vergleich zwischen MigrantInnen aus verschiedenen Herkunftsländern zusätzlich erschweren.2 Aufgrund des oftmals niedrigen Bildungsniveaus der MigrantInnen muss nicht nur die Operationalisierung der Konstrukte, sondern auch die Art der Frageformulierung durchdacht sein. Um Verzerrungen vorzubeugen, muss sowohl bei der Wortwahl als auch bei den Satzkonstellationen äußerst präzise vorgegangen werden. Das Streben nach der Einfachheit und Kürze von Items kann sich bei MigrantInnenstichproben hinderlich auswirken, weil sich die Angehörigen aus unterschiedlichen Kulturen über die zugrunde liegende Bedeutung der Frage im Klaren sein müssen (Braun 2006). Durch mehrsprachige Fragebögen wird nur das Problem der Sprachbarriere gelöst, dennoch sind Fehlerquellen, die durch eine mangelnde Bedeutungsäquivalenz der Übersetzung bedingt sind (z. B. Konstruktvalidität bei Saris 1998; Harkness & Schoua-Glusberg 1998), zu beachten. Die Vergleichbarkeit der durch das Messinstrument erhobenen Daten kann auch durch unterschiedliche Tendenzen in der Skalenverwendung beeinträchtigt sein. Es ist für UntersuchungsteilnehmerInnen, die keine Kenntnisse der westlichen Standards der Umfrageforschung aufweisen, oft unmöglich, Fragen sinnrichtig zu verstehen, und es besteht keine Vertrautheit mit verbalen Itembatterien und numerischen Skalen.3 Der Vorteil bei Fehlerquellen, die auf das Messinstrument bezogen sind ist jener, dass diese durch statistische Verfahren weitgehend überprüft werden können. In der Regel werden zumindest faktorenanalytische Tests angewendet (Rother 2005) oder ausgefeilte Verfahren für kulturspezifische Messinstrumente vorgeschlagen (Van Deth 1988). Vergleichbare Beziehungen zwischen den Items untereinander und in Hinblick auf die gemessenen Konstrukte gewährleisten die Äquivalenz von Skalen. Deswegen sollten in Studien mit ZuwanderInnen aus verschiedenen Herkunftsländern nur jene Itembatterien zur Anwendung kommen, die als äquivalent beurteilt werden können.4

2.2 Interaktion Interviewer – Befragte Fragen, die die Interviewerinteraktion im Rahmen der Erhebungsphase betreffen, rücken Probleme der sozialen Erwünschtheit und der Zustimmungstendenz in den Vordergrund. 296

Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen

Die Zustimmungstendenz gilt als eine systematische Fehlerquelle, weil sie in keinem Bezug zum Frageinhalt steht. MigrantInnen sind dafür besonders empfänglich, weil sie von der Lebenssituation betrachtet – und damit verbunden in ihrem Selbstwert – häufig als benachteiligt klassifiziert werden können. Nach Esser (1986) ist sowohl die Zustimmungstendenz als auch die soziale Erwünschtheit durch eine kulturelle und situative Komponente geprägt. Negative Alltagserfahrungen können bei MigrantInnen eine Strategie der Verleugnung unterprivilegierter Lebenslagen auslösen, die sich gerade bei sensiblen Fragen zeigt.5 Zusätzlich könnte situationsspezifisch auch bei Verständnisschwierigkeiten eine Bereitschaft zur Zustimmung entstehen, um den eigenen Status als kompetentes Untersuchungsobjekt zu wahren und den weiteren Verlauf der Befragung zu beschleunigen. Auch im Rahmen der Forschungen zum Social Desirability Bias (SD-Bias) wird zwischen einer persönlich-kulturell und situativ geprägten sozialen Erwünschtheit unterschieden. In persönlich-kultureller Hinsicht kommt diese Fehlerquelle bei MigrantInnen durch die Suche nach sozialer Anerkennung zustande. Im Rahmen der Befragung möchten sie möglicherweise bewusst dem in der Regel westlichen Interviewer die eigene Integrationswilligkeit demonstrieren, indem Sie fortschrittliche westliche Werte begrüßen, Freundschaften mit ÖsterreicherInnen betonen und Wahrnehmungen von Fremdenfeindlichkeit und Diskriminierung verleugnen. Aufgrund des oftmals geringen Status und Selbstwerts orientieren sich deshalb die Antworten der MigrantInnen an den Erwartungen des Interaktionspartners/der Interaktionspartnerin oder der vorgestellten Öffentlichkeit. Hier kommen insbesondere situative Einflüsse zum Tragen, weil je nach Interviewer(in) sowie je nach Frageinhalt unterschiedliche Bedürfnisse nach sozialer Anerkennung auftreten. Ein Spezialfalls des Problems der sozialen Erwünschtheit sind heikle oder bedrohliche Fragen. Trotz zugesicherter Anonymität üben sensible Fragen zur Einstellung gegenüber der Residenzgesellschaft, zum psychischen und sozialen Wohlbefinden und zur Wahrnehmung von Diskriminierung einen großen Druck auf die ProbandInnen aus, der verfälschte Ergebnisse bewirkt. Dies begünstigt das Abstreiten sozial unerwünschter Eigenschaften (z. B. bei Persönlichkeitsfragen) und das Ausweichen bei tabuisierten Themen durch Item-Non-Response oder Meinungslosigkeit.6 InterviewerInnen können zu diesen Effekten beitragen, indem sie von ihrer Rolle des neutralen Forschers abweichen. Sie könnten sich als Angehörige westeuropäischer Gesellschaften – bewusst oder unbewusst – gegenüber den UntersuchungsteilnehmerInnen überlegen fühlen. Implizit könnte die Annahme entstehen, dass es sich bei den ZuwanderInnen um wenig 297

Wolfgang Aschauer

emanzipierte und wenig gebildete Individuen handelt, woraus eine HelferHaltung bei den InterviewerInnen entsteht (Herwatz-Emden 2000). Diese InterviewerInnenhaltung, auch als Paternalismuseffekt bezeichnet, könnte zu Signalen führen, die Befragten sozial erwünschte Antworten oder intendierte Botschaften außerhalb des Fragegehalts ermöglichen.

2.3 Umfragemodus Die weitgehend standardisierte Interaktion sowie die Meinungsäußerung ohne Rücksprache mit der eigenen sozialen Gruppe stellt für MigrantInnen eine Überforderung mit der Befragungssituation dar. Die Befragten setzen sich folglich mit den Fragen nicht mehr inhaltlich auseinander, was sie zu willkürlichen Antworten verleitet. Wenn eine Beeinträchtigung des Sinnverstehens festgestellt wird, führt dies auch zu gravierenden Mode-Effekten innerhalb der Befragung. Die Vorteile schriftlicher Befragungen liegen darin, dass Interviewerfehler vermieden werden, die Antworten in der Regel ehrlicher ausfallen, überlegter gegeben werden, eine höhere Motivation zur Teilnahme besteht und die Zusicherung von Anonymität glaubwürdiger erscheint (Schnell & Hill & Esser 1999). Andererseits sind schriftliche Befragungen mit beträchtlichen Einschränkungen der Validität verbunden, weil keine Kontrolle über die Verstehensleistung sowie über die fehlende Beantwortung von Fragen (Item-nonresponse) besteht. Sprachbarrieren oder Lese- und Rechtschreibdefizite lassen sich deshalb mit der Wahl des klassischen Modus der Face-to-Face-Befragung einigermaßen kompensieren.7 Die kostspielige Interviewform der Face-to-Face-Befragung, die auch in der kulturvergleichenden Forschung als Königsweg eingestuft wird (beispielsweise zum European Social Survey: Koch & Blohm 2006), ist jedoch aufgrund des SD-Bias nur bedingt für MigrantInnen geeignet. Prozesse der sozialen Erwünschtheit werden dann aktiviert, wenn in Bezug auf das Antwortverhalten Konsequenzen angenommen werden, und dies ist in persönlich-mündlichen Interviews am wahrscheinlichsten (Braun 2006).

2.3 Die Befragtenrolle Das Konzept der Befragtenrolle basiert auf dem Rational-Choice-Modell des Befragtenverhaltens, das von Esser (1975, 1986, 2004b) entwickelt wurde. Nach Esser erfolgt die Wahl der Antwort danach, welche der Antwortalter298

Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen

nativen am günstigsten bewertet wird. Der Prozess der Urteilsvergabe ist durch die Kognition der Situation (Vermutungen über die Merkmale der Befragungssituation), die Evaluation der Handlungskonsequenzen (Bewertung der Folgen der Antwort) und die Selektion der Handlung (nach der subjektiven Nutzenerwartung) bestimmt (Esser 2004b). Auf Basis dieses Modells wird bei Abwesenheit von sozialer Erwünschtheit eine Antwort im Sinne des „wahren Wertes“ angenommen, wobei darunter eine Antwort in Bezug auf den vom Forscher intendierten Fragegehalt verstanden wird. Wenn also MigrantInnen auf die inhaltliche Dimension der Frage fokussiert sind und situationsspezifische Einflüsse in der Urteilsvergabe nicht zum Tragen kommen, handelt es sich um kooperative Befragte. Sie erschließen den Sinn der Frage richtig und beschließen, ein inhaltliches Urteil abzugeben. Konforme Befragte orientieren sich nach Braun (2006) hingegen nicht mehr am Frageinhalt, sondern stärker an der Situation und geben Äußerungen in Hinblick auf das Ziel der sozialen Anerkennung ab. MigrantInnen sind sich bewusst, dass einzelne Aussagen in der Aufnahmegesellschaft auf Widerspruch stoßen könnten und die Befragungssituation verkomplizieren könnten. Deswegen ist auch die inhaltsunabhängige Zustimmung eine mögliche Strategie, um Risiken in undurchschaubaren und überfordernden Situationen zu vermeiden. Bei Studien, die das Meinungs- und Stimmungsbild von MigrantInnen zum Thema haben, sind kooperative Befragungsteilnehmer also eher die Ausnahme. Es ist stärker von einer konformen Befragtenrolle auszugehen, wobei zwar der Sinn der Frage erschlossen und in einen Bezugsrahmen eingebettet wird, der konforme Befragungsteilnehmer jedoch hinsichtlich der angestrebten Nutzenmaximierung im Sinne der sozialen Erwünschtheit oder einer unreflektierten Zustimmung antwortet. Beide Bedingungen, die Esser (2004b) in seinem Modell des Befragtenverhaltens formuliert (sowohl die kooperative als auch die konforme Antwort), setzen das Verstehen der Fragen voraus, das jedoch bei MigrantInnen oft nicht hinreichend gewährleistet ist. Deswegen könnten sich ZuwanderInnen bei einem mangelnden Verständnis von Fragen auch weder konform noch kooperativ, sondern nonkonformistisch verhalten. Jene UntersuchungsteilnehmerInnen bemühen sich nicht, den Sinn der Frage zu erschließen, sondern wollen vielmehr den InterviewerInnen oder der Öffentlichkeit gegenüber eine Botschaft ausdrücken. Bei dieser Strategie sind sowohl Aussagen im Sinne einer „wahren“ Einstellung als auch im Sinne der sozialen Erwünschtheit möglich, jedoch beziehen sich die angegebenen Antworten nicht mehr auf das intendierte Interesse des Forschers (Braun 2006). Gerade bei einer längeren Interviewdauer oder bei Motivationsdefiziten des/der Befragten können diese Effekte verstärkt auftreten. Die Befragten neh299

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men auch nicht von Beginn an dieselbe Befragtenrolle ein, sondern könnten zwischen den drei Interaktionsstrategien pendeln. Ein Wechsel von einer kooperativen Befragtenrolle in eine konforme Rolle, um die Befragungsdauer abzukürzen, oder in die nonkonformistische Rolle, um die eigenen Interessen in den Vordergrund zu stellen, ist durchaus denkbar und plausibel.

3 Empirische Analyse der Fehlerquellen 3.1 Überblick über das Untersuchungsdesign der Studie Die angesprochenen Messfehler bei quantitativen migrationssoziologischen Studien sollen in diesem Beitrag anhand einer quantitativen Studie aufgezeigt und analysiert werden. Sowohl in der Konstruktion des Fragebogens als auch im Rahmen der Erhebungsphase wurde versucht, auf mögliche Fehlerquellen innerhalb der Feldphase Rücksicht zu nehmen. Zur Vermeidung dieser Effekte wurde eine innovative Feldstrategie entwickelt. Vertrauenspersonen der MigrantInnen füllten mit den Probanden Face-to-Face einen Einleitungsfragebogen aus, der einen Vertrauensvorschuss zur Studie bewirken sollte. Danach wurden die UntersuchungsteilnehmerInnen zu geschulten InterviewerInnen (Studierende der Studienrichtung Soziologie) gebracht, die das standardisierte Interview je nach Sprachkenntnissen und intellektueller Befähigung des Migranten/der Migrantin in Form einer schriftlichen oder mündlichen Befragung durchführten. Ein zusätzlicher Interviewerbogen wurde begleitend eingesetzt, um Auffälligkeiten und Verständnisprobleme sowohl quantitativ als auch qualitativ umfassend zu dokumentieren. Dieser Interviewerfragebogen dient nun als Datengrundlage für die Auswertung methodischer Probleme innerhalb der Befragung mit MigrantInnen. Für die Auswertung und Analyse methodischer Artefaktquellen bei MigrantInnen steht eine Stichprobe von 132 ZuwanderInnen zur Verfügung. Die empirische Analyse der vorliegenden Daten beschränkt sich auf eine Analyse begleitender Informationen, die auf Basis des Erhebungsinstruments und aus Sicht der InterviewerInnen zur Studie vorliegen.

3.2 Allgemeine Daten zur Qualität der Umfrage Der standardisierte Fragebogen, der in der Studie verwendet wurde, sollte die Integrationsbereitschaft von MigrantInnen auf persönlicher Ebene (Wertintegration, Zugehörigkeitsgefühl), auf kultureller Ebene (Akkulturations300

Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen

strategien, Kontakte zur Aufnahmegesellschaft, Wahrnehmung von Diskriminierung) sowie auf struktureller Ebene (Berufs- und Arbeitsmarktintegration) messen.8 Um diesem mehrdimensionalen Zugang zur Integration von ZuwanderInnen gerecht zu werden, wurde ein differenziertes Erhebungsinstrument gestaltet, in das auch einzelne Skalen integriert wurden (z. B. Lebenszufriedenheit, Persönlichkeit, Push- und Pullfaktoren der Migration). Die Beantwortung des Fragebogens nahm für die MigrantInnen relativ viel Zeit in Anspruch. Je nach Durchführungsmodus (schriftlich vs. mündlich) betrug die Dauer der Befragung mindestens 20 Minuten bis höchstens 90 Minuten. Durch die breite Streuung der Bearbeitungsdauer wird bereits offensichtlich, dass standardisierte Befragungen mit MigrantInnen eine Herausforderung darstellen, weil es sich um ein stark unterschiedliches Klientel je nach Herkunft und Bildungsniveau handelt. Bei einer längeren Befragungsdauer können somit beträchtliche Schwierigkeiten im Verstehen der einzelnen Fragen angenommen werden. Bezüglich des Umfragemodus wurde in dieser Studie ein flexibles Design angewendet. Das Ziel, eine schriftliche Befragung unter Anwesenheit des Interviewers/der Interviewerin als Kontrollorgan durchzuführen, konnte insgesamt nur bei 60% aller UntersuchungsteilnehmerInnen erreicht werden. Bei einem weiteren Fünftel der Befragten musste der größte Teil der Befragung oder zumindest einzelne Fragebatterien in Form eines mündlichen Interviews absolviert werden, weitere 20% wurden ausschließlich mündlich befragt. Gründe dafür waren eine mangelnde Befähigung, den Fragebogen richtig auszufüllen, fehlende Lesefähigkeiten, Verständnisschwierigkeiten sowie Motivationsdefizite, den Fragebogen allein auszufüllen. [abb01] Insgesamt wird die Qualität der Interviews dennoch als außerordentlich gut bewertet, wobei dies nur die Sichtweise der InterviewerInnen widerspiegelt. Kritische Angaben müssen deswegen verstärkt in den Blick genommen werden. So war beispielsweise eine drastische Einflussnahme auf das Interview bei 17% der Befragten erforderlich, Hilfestellungen mussten bei einem Viertel der Interviews gegeben werden. (Abbildung 1, S. 302) [abb02] Zusätzlich bemängelt ein beträchtlicher Anteil der InterviewerInnen die Sprachkenntnisse der MigrantInnen sowie auch das inhaltliche Verstehen einzelner Fragen. (Abbildung 2, S. 302) Durch das spezifische Umfragedesign konnte jedoch insgesamt eine hohe Motivation bei den Befragten erreicht werden. Dies ergibt sich aus dem Hinzuziehen von Vertrauenspersonen, die den ZuwanderInnen die Bedeutung der Studie vor Augen führten. Es empfiehlt sich aufgrund der Qualitätsurteile der InterviewerInnen durchaus, im Vorfeld der Umfrage einen Vertrauensvorschuss zur Studie anzustreben und problematischen Zielgruppen gezielt die Wichtigkeit der Erhebung 301

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Abbildung 1: Qualitätseinschätzungen der Interviews (Einflussnahme und Hilfe bei Fragen)

Einflussnahme auf 2,6 14,8 Interview?

Hilfe bei Fragen?

20,9

15,7

11,3

61,7

17,4

55,7

0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100% Angaben in %

sehr viel

eher viel

eher wenig

sehr wenig

Abbildung 2: Allgemeine Qualitätseinschätzung der Interviews (n = 132) Qualität des Interviews 15,0 insgesamt inhaltliches Verstehen von 1 Fragen Motivation vom Teilnehmer

Sprachkenntnisse

41,6

15,8

4 8,8

6

0%

52,5

35,6

47,5

43,4

18,3

44,2

32,1

44,0

10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100% Angaben in %

sehr schlecht

302

eher schlecht

eher gut

sehr gut

Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen

zu vermitteln. Durch Begleitschreiben sowie Vorgespräche könnte die Teilnahmemotivation und Kooperation für die MigrantInnen erleichtert und somit die Qualität der Daten gesteigert werden.

3.3 Fehlerquellen im Bereich des Messinstruments In weiterer Folge wird eine empirische Überprüfung der Fehlerquellen des Messinstruments vorgenommen. Die vorliegenden Daten der Untersuchung wurden dabei in Hinblick auf die angesprochenen Problemlagen (Verständlichkeit von Items und Fragen, Skalenverwendung sowie Konstruktäquivalenz) ausgewertet. Es werden auszugsweise einzelne Ergebnisse präsentiert, die auf die Schwierigkeiten der Fragebogenkonstruktion bei MigrantInnen hindeuten. Analysiert man beispielsweise die Qualitätsaspekte der Studie in Hinblick auf die mehrsprachigen Fragebogenversionen, so fällt auf, dass vor allem in der deutschsprachigen Version deutliche Verständigungsprobleme auftreten (Abbildung 3). Dies ist ein klarer Hinweis darauf, dass Übersetzungen in Abbildung 3: Qualitätsurteile in Hinblick auf die einzelnen sprachlichen Versionen des Fragebogens 21,43

Hilfe bei Fragen nötig

4,08 48,94

14,29

Einflussnahme auf 0,00 Interview 34,04

9,09

schlechte Sprachkenntnisse

13,04 34,04

10,00

Probleme inhaltliches Verständnis

7,50 28,26

0

5

10

15

20

25

30

35

40

45

50

% negative Urteile türkisch

serbisch/kroatisch/bosnisch

deutsch

303

Wolfgang Aschauer

sämtliche Sprachen bei einer Untersuchung von MigrantInnen aus mehreren Herkunftsländern gefordert sind.9 abb03 Abbildung 4 zeigt deutlich, dass innerhalb der serbokroatischen Version der Befragung von einer höheren Datenqualität ausgegangen werden kann, während gerade bei jenen ZuwanderInnen, die auf den deutschsprachigen Fragebogen zugreifen mussten, Hilfeleistungen nötig waren, eine größere Einflussnahme auf das Interview gegeben war sowie auch inhaltliche Verständigungsprobleme und schlechte Sprachkenntnisse seitens der InterviewerInnen dokumentiert wurden. Zusätzlich zeigen sich auch Effekte im Vergleich der türkischen Stichprobe mit ZuwanderInnen aus ehemaligen jugoslawischen Staaten. Während schlechte Sprachkenntnisse und Verständnisschwierigkeiten in etwa gleich häufig dokumentiert werden, sind deutliche Unterschiede in der Einflussnahme auf das Interview und bei Hilfestellungen erkennbar. Diese Effekte sind möglicherweise auch in der unterschiedlichen Zugangsweise der InterviewerInnen zu türkischen ZuwanderInnen zu erklären. Es könnte sich hier auch um Ethnisierungseffekte (Herwatz-Emden 2000) im Umgang mit den Untersuchungsobjekten handeln, weil möglicherweise InterviewerInnen bei türkischen MigrantInnen und vor allem weiblichen UntersuchungsteilnehmerinAbbildung 4: Einstellungen der MigrantInnen zu den Pushfaktoren der Migration

wegen der wirtschaftlichen Lage im Herkunftsland

41,8

wegen der politischen Lage im Herkunftsland

41,8

46,4

wegen einem Fluchtgrund

39,1

58,7

wegen eines Nachzugs zu meiner Familie

32,1

29,2

61,9

wegen kultureller und religiöser Spannungen im Herkunftsland

65,7

0%

20,4

10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100% Angaben in %

nein

304

eher nein

eher ja

ja

Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen

nen mehr Hilfe zur autonomen Beantwortung der Fragen leisten und somit kulturspezifisch eine größere Einflussnahme auf das Interview erfolgt. Eine weitere Beeinträchtigung der Datenqualität kann durch die Verwendung von Skalen entstehen, weil MigrantInnen mit dieser Form der Meinungsäußerung nicht vertraut sind und eine numerische Abstufung der Einstellung schwer fällt. Die folgende Skala zu den Push-Faktoren der Migration10 liefert ein wirkungsvolles Beispiel polarisierender Urteile, die bei mehrstufigen Skalen entstehen. Die Frage nach den Gründen der Auswanderung wurde mit einer einfachen vierstufigen Skalierung („nein“, „eher nein“, „eher ja“, „ja“) gestellt, dennoch entschieden sich in der Regel über 80% der Befragten für die eine oder andere Randkategorie. Aufgrund der unzureichenden Abstufung der Urteile, die sich quer durch die gesamte Untersuchung zieht, empfiehlt sich bei speziellen Subgruppen der Gesellschaft, die mit der Umfragepraxis nicht vertraut sind, auf rein dichotome Skalen zurückzugreifen und eine fehlende Differenzierung des Meinungsbildes in der statistischen Analyse in Kauf zu nehmen. abb04 Ein letztes Beispiel zu den Fehlerquellen, die auf das Messinstrument bezogen sind, bezieht sich auf die Forderung nach funktionaler Äquivalenz der Skalen, die bei sämtlichen kulturvergleichenden Untersuchungen maßgeblich ist (Braun 2006). In der Studie wurden auch individuelle Ausgangsbedingungen der Integration und somit die Persönlichkeitsmerkmale der ZuwanderInnen erfasst.11 Die hier verwendete Skala von Gerlitz und Schupp (2005) wurde auch im sozioökonomischen Panel (SOEP) verwendet und orientiert sich am Persönlichkeitskonzept der Big Five (Costa & McCrae 1992). Die Persönlichkeitsfaktoren Neurotizismus, Extraversion, Gewissenhaftigkeit, Verträglichkeit und Offenheit werden mit jeweils drei Items gemessen und sollten sich eindeutig in der Faktorstruktur der Items zeigen. Innerhalb der MigrantInnenstichprobe ergeben sich jedoch inkonsistente Faktorladungen, die auf eine wenig reliable und stark verzerrte Messung hindeuten.12 In dieser Studie kann die Persönlichkeitsmessung deshalb als gescheitert betrachtet werden. Die für die MigrantInnen aufwendige Fragebatterie wurde ans Ende des Fragebogens gestellt und aufgrund der eher längeren Befragungsdauer wurden sichtlich kaum mehr valide Urteile abgegeben. Zusätzlich stoßen möglicherweise einzelne Fragen auf Unverständnis und werden kulturspezifisch unterschiedlich interpretiert (z. B. „künstlerische Erfahrungen schätzen“). Auch sind einzelne Items (z. B. „eher faul sein“) sicherlich anfällig für sozial erwünschte Antworten und führen deshalb zu einem kaum interpretierbaren Ergebnis. 305

Wolfgang Aschauer

Ein Beispiel einer weitgehend geglückten Messung stellt die Skala zur Lebenszufriedenheit (Fahrenberg et al. 2000) dar. Aus der umfassenden Skala wurden acht Items herausgegriffen und für die MigrantInnenstichprobe adaptiert. Eine Faktorenanalyse über die Gesamtstichprobe liefert ein durchaus plausibles Ergebnis. Es lassen sich drei klar abgrenzbare Faktoren extrahieren, eine sozial-räumliche Dimension der Lebenszufriedenheit (Wohnen und Sozialkontakte), die Zufriedenheit mit dem eigenen Gesundheitszustand und eine Statuskomponente (Lebensstandard und Einkommen). Tabelle 1: Faktorladungen (rechtwinkelige Rotation mit Varimax-Methode) der Skala zur Lebenszufriedenheit innerhalb der MigrantInnenstichprobe (n = 132) Items – Lebenszufriedenheit

Sozial-räumliche Gesundheit Dimension

Zufriedenheit mit Lebensstandard

0,365

Zufriedenheit mit Einkommen

Statusdimension 0,652 0,869

Zufriedenheit mit Freundschaften

0,581

0,432

–0,300

Zufriedenheit mit entgegengebrachtem Respekt

0,695

Zufriedenheit mit Wohnung

0,593

–0,320

0,446

Zufriedenheit mit Wohnumgebung

0,798

Zufriedenheit mit körperlichem Gesundheitszustand

0,769

0,338

Zufriedenheit mit psychischem Gesundheitszustand

0,810

Analysiert man zum Vergleich nur die Stichprobe aus den Balkanstaaten, wo eine ausreichende Fallzahl (n = 67) gegeben ist, so zeigen sich weitgehend ähnliche Faktoren. Es erscheint zwar eine Lösung mit zwei Dimensionen, die die Statuskomponente mit dem Gesundheitszustand vernetzt, als geeigneter, im Rahmen einer Drei-Faktorenlösung finden sich jedoch auch bei Angehörigen dieser Staatengruppe ähnliche Ladungszahlen der Items im Vergleich zur Gesamtstichprobe. Bei den anderen Skalen der Studie ergaben sich großteils inhaltlich interpretierbare Lösungen, die jedoch faktorenanalytisch nach einzelnen Herkunftsländern beträchtliche Abweichungen aufwiesen. Teils sind diese Ab306

Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen

weichungen zwar inhaltlich argumentierbar, sie erschweren jedoch den Vergleich der Konstrukte über mehrere Herkunftsländer. Es sind deswegen bei größer angelegten Umfragen bereits im Vorfeld Pretests nötig, um die zu analysierenden Konstrukte bezüglich der Äquivalenzfragen (Bedeutungsäquivalenz und skalare Äquivalenz) abzusichern.

3.4 Soziale Erwünschtheit und Zustimmungstendenz Die Effekte der sozialen Erwünschtheit sowie auch die Zustimmungstendenz sind innerhalb der Umfrageforschung bereits seit Jahrzehnten ausreichend dokumentiert. Gerade benachteiligte MigrantInnen am Rande der Gesellschaft, die in dieser Studie befragt wurden, sind durch ihren unterprivilegierten Status empfänglich für Konformität und die Suche nach sozialer Anerkennung im Rahmen der Befragungssituation. abb05 Abbildung 5: Einstellungen zu gesellschaftlich relevanten Fragen bei TürkInnen und EinwanderInnen aus dem Balkanraum

96,36%

Wenn Frauen berufstätig sind, soll der Mann im Haushalt mitarbeiten.

100,0%

98,0%

Es ist gut, wenn Frauen finanziell unabhängig sind.

94,12%

Die in Österreich lebenden ZuwanderInnen sollten ihren Lebensstil an Österreich anpassen.

89,58%

85,0%

0

10

20

30

40

50

60

70

80

90 100

% Zustimmung

Türkei

Balkan

307

Wolfgang Aschauer

Wie drastisch sich diese Verzerrungsquellen bei MigrantInnen auswirken können, zeigen die Ergebnisse zu Fragen der Integration und der Geschlechterkonstellation (Abbildung 5). Über 85% der ZuwanderInnen aus dem Balkanraum und auch der Türkei sind der Ansicht, dass sie ihren Lebensstil an Österreich anpassen sollten. Sie befürworten also die klassische Forderung nach kultureller Assimilation nahezu uneingeschränkt und passen sich in ihrem Urteil an die Wünsche des Aufnahmelandes an. Zusätzlich sind sie nahezu ausschließlich der Ansicht, dass Frauen finanzielle Unabhängigkeit erreichen sollten und die Pflichten im Haushalt für beide Geschlechter gelten. Hier findet wiederum eine Anpassung an die Geschlechterrollen der Residenzgesellschaft statt, die Antworten der MigrantInnen orientieren sich an den verbreiteten Vorstellungen der Öffentlichkeit.

3.5 Befragtenrolle Der letzte Abschnitt der Analyse der Feldphase befasst sich zusammenfassend mit dem Befragtenverhalten in qualitativer Hinsicht. Die InterviewerInnen wurden angeleitet, sämtliche Schwierigkeiten bei allen Abschnitten des standardisierten Interviews zu dokumentieren. Einzelne Anmerkungen der InterviewerInnen wurden gesammelt und in verschiedene Kategorien eingeordnet. Die folgende Tabelle gibt einzelne Aussagen wider und ermöglicht Schlüsse über die Rollenbilder der MigrantInnen, die innerhalb der Befragungssituation aktiviert werden. Allgemein zeigt die folgende Tabelle, dass zahlreiche Beschwerden aufgrund der langen Befragungsdauer auftraten. Ein komplexer Fragebogen bewirkt somit Motivationsdefizite und kann einen Wechsel innerhalb der Befragtenrolle auslösen. Auch wenn die MigrantInnen von den InterviewerInnen mehrheitlich als kooperativ beurteilt werden, traten Verzerrungen mit längerer Fortdauer des Interviews auf. Beispielsweise wurden unbequeme Fragen bei schriftlichen Befragungen ausgelassen, und es wurden im Rahmen mündlicher Interviews unreflektierte Antworten gegeben, um den Abschluss der Befragung zu forcieren. Neben dieser nonkonformistischen Befragungsrolle, die auch einen Befragungsabbruch bewirkt, sind auch Beispiele für Konformität in den Aussagen enthalten. Einzelne Statements der InterviewerInnen (z. B. „Sie sagte immer nur gut.“) deuten, wenn auch in Einzelfällen, auf beträchtliche Verzerrungen der Urteilsvergabe (Zustimmungstendenz) hin. 308

Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen

Tabelle 2: Anmerkungen der InterviewerInnen zur Befragung von MigrantInnen Problembereiche

Aussagen der InterviewerInnen

Befragungsdauer

„Beschwerde wegen der vielen Fragen“ „Der Befragte wollte den Fragebogen schnell ausfüllen, nachdem er gesehen hat, wie lange er ist.“ „Das Interview dauerte bis 16.50, allgemeine Aufbruchstimmung, das war sehr hinderlich für überlegte Antworten“

Soziale Erwünschtheit

„Ich vermute, dass viele Fragen gemäß der sozialen Erwünschtheit beantwortet wurden. Sie hörte auch nicht immer zu und antwortete einfach.“ „Person war absolut nicht interessiert, den Fragebogen auszufüllen. Verdacht auf soziale Erwünschtheit bei Beantwortung.“

Verständnisschwierigkeiten

„versteht Außenseiter nicht, trotz unterschiedlicher Beschreibung“ „Analphabet, bin im Laufe des Interviews draufgekommen, dass er manchmal einfach nein gesagt hat, wenn er nicht verstanden hat, worum es ging.“ „Die Dame wollte unbedingt den deutschen Fragebogen, weil sie in einer Woche die Staatsbürgerschaft bekommt. Wenn sie deutsche Fragen nicht verstanden hat, haben wir serbokroatischen Fragebogen zu Hilfe genommen.“

Motivationsdefizite/Nonkonformismus

„Der Befragte war stark genervt, er hat sich sehr beeilt, ruhige und überlegte Antworten waren gegen Schluss nicht mehr möglich.“ „Die Probandin füllte den Fragebogen in ihrer Sprache weitgehend alleine aus. Wenn der interviewten Person die Fragen nicht gefielen, ließ sie sie einfach aus, teilte sie mir mit.“ „Es wurde wegen Beratung unterbrochen, dann wollte sie nicht mehr, wollte unvollständigen Fragebogen mitnehmen, dann zerrissen.“ „Sie sagte immer nur gut. Als ich nachfragte, ob das sehr zufrieden oder zufrieden heißt, sagte sie immer nur gut.“ „Ich glaube bei den Fragen zur Persönlichkeit hat sie gar nicht mehr zugehört, sondern zum Schluss nur mehr mit ,nein‘ geantwortet.“

309

Wolfgang Aschauer

Obwohl die einzelnen Aussagen auf Einzelfällen beruhen und die Datenqualität nach Ansicht der InterviewerInnen als überwiegend positiv zu betrachten ist, müssten auch die in der Tabelle ersichtlichen problematischen Interviewsituationen dokumentiert und berücksichtigt werden. Fälle, wo gravierende Verzerrungen auftreten, sollten im Nachhinein ausgeschieden werden, um insgesamt ein valides Umfrageergebnis erreichen zu können.

4 Relevanz der Ergebnisse für künftige Forschungen mit MigrantInnen In diesem Beitrag wurden einzelne Artefakte im Rahmen der Feldphase, die als „Measurement Error“ bezeichnet werden, spezifisch bei einer Studie mit MigrantInnen aufgedeckt und reflektiert. Neben Fehlerquellen, die auf das Messinstrument bezogen sind, wurden Effekte der Interviewsituation und des Befragtenverhaltens dokumentiert. Mit der Analyse der Interviewbedingungen bei standardisierten Umfragen mit MigrantInnen wird ein weitgehend unerforschtes Feld der Umfrageforschung betreten. Die Integration von ZuwanderInnen ist derzeit europaweit ein bestimmendes und hochaktuelles Thema, und Umfrageergebnisse mit dieser speziellen Zielgruppe werden in der Öffentlichkeit intensiv diskutiert. Umso wichtiger erscheint es, die verschiedenen Verzerrungsquellen aufzuspüren. Aus den ersten Ergebnissen auf Basis dieser Studie, wo begleitend zur Umfrage eine intensive methodische Untersuchung stattfand, können aus den dokumentierten Fehlerquellen, die in weiteren Studien noch vertieft und abgesichert werden sollten, allgemeine Empfehlungen für Umfragen mit benachteiligten Gruppen der Gesellschaft abgeleitet werden. Um MigrantInnen den Sinn von Umfragen zu vermitteln, ist eine intensive Vorinformation der zu befragenden Klientel als auch eine umfassende InterviewerInnenschulung zu leisten. Es handelt sich bei ZuwanderInnen mit Problemen am Arbeitsmarkt, die Gegenstand dieser Forschung waren, um eine sensible und für quantitative Forschungen problematische Stichprobe, weil diese Klientel für sämtliche diskutierten Artefakte (z. B. soziale Erwünschtheit, unterschiedliche Skalenverwendung) besonders empfänglich ist und zusätzlich die Fehlerquellen kulturvergleichender Studien analysiert werden müssen. Bevor die möglichen Verzerrungen gemessen werden, sollten deshalb präventive Schritte zur Minimierung der Artefakte gesetzt werden. Dies kann durch geschulte InterviewerInnen und durch eine glaubhafte Zusicherung der Anonymität gewährleistet werden. 310

Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen

Bezüglich der funktionalen Äquivalenz von Skalen bietet sich ein Pretest an, der erste Analysen über die Bedeutung einzelner Items und Faktoren je nach Herkunftsländern ermöglicht. Es sollten nur jene Skalen ausgewählt werden, die sowohl von der Bedeutung des Frageinhalts als auch von der Skalenverwendung als äquivalent beurteilt werden können. Quantitative Umfragen mit MigrantInnen müssen deshalb häufig Kompromisse eingehen, weil ein ideales Untersuchungsdesign nicht möglich ist. Erstens muss eine Einigung auf ein einfaches oder komplexes Erhebungsinstrument erfolgen. Eine verständliche Kurzbefragung bewirkt einen deutlichen Informationsverlust und verhindert ein theoriegeleitetes Vorgehen, weil einzelne Konzepte nicht auf einfachem Wege operationalisiert werden können. Wird alternativ ein komplexes Erhebungsinstrument gewählt, sind Verständnisprobleme und Motivationsdefizite der Befragten die Folge. Dies kann im Verlauf der Befragung einen Verlust des kooperativen Verhaltens bewirken. Es besteht bei den Befragten kein Interesse mehr, den Sinn der Fragen zu erschließen sondern es soll die Befragung so rasch wie möglich abgeschlossen werden. Zusätzlich sind die klassischen Umfragemodi für Studien mit ZuwanderInnen nur bedingt geeignet. Sowohl schriftliche als auch mündliche Befragungen sind verzerrungsanfällig und weisen eine Reihe von Nachteilen auf. Schriftliche Befragungen können beispielsweise bei quantitativen Studien mit MigrantInnen nicht vollständig zum Erfolg führen. Sie führen zwar möglicherweise zu einer größeren Wahrnehmung von Anonymität und somit zu ehrlicheren Antworten, sind jedoch für einen beträchtlichen Anteil der ZuwanderInnen nicht zu bewältigen. Um die Nachteile von Face-to-FaceInterviews zu kompensieren, müssten deshalb innovative, speziell auf vernachlässigte Zielgruppen der Umfrageforschung zugeschnittene Umfragedesigns entwickelt werden. Hier besteht die Möglichkeit, künftig auf computerbasierte Umfragemodi zurückzugreifen, die eine eigenständige Beantwortung der Fragen erlauben und Interviewereinflüsse minimieren. Eine Kontrolle der Erhebungssituation und die Anwesenheit Dritter, um Itemnon-response zu vermeiden und Verständnisschwierigkeiten bei einzelnen Fragen zu kompensieren, scheint jedoch unabdingbar, um zu validen Urteilen zu gelangen. Die Ergebnisse zu den politischen Einstellungen zeigen beispielsweise, dass Umfrageergebnisse mit problematischen Gruppen oft reine Artefakte darstellen. Die Integrationsbereitschaft der MigrantInnen sowie deren Sichtweise über Geschlechterrollen müssten verdeckt oder zusätzlich mit offenen Fragen erhoben werden, um die Aussagen zu einzelnen Items besser hinterfragen und erklären zu können. Nur mit einer detaillierten Analyse 311

Wolfgang Aschauer

dieser Einstellungsbereiche ließe sich zeigen, ob derartige Antworten aus Bedürfnissen nach Anerkennung oder aus dem Interesse, der öffentlichen Meinung zu entsprechen, entstehen. Aufgrund der gesellschaftlich hochbrisanten Umfrageergebnisse bei Studien mit ZuwanderInnen ist eine exakte Dokumentation des gesamten Forschungsablaufs von äußerster Wichtigkeit. Dies beginnt bereits in der Phase der Stichprobenziehung und verlangt eine methodische Begleituntersuchung zu jeder standardisierten Befragung. Nur durch die Dokumentation der Interviewbedingungen können Verzerrungen aufgedeckt und auffällige Urteile ausreichend hinterfragt werden. MigrationsforscherInnen sind deshalb gefordert, die eigenen Umfragen kritisch zu hinterfragen, denn nur mit der Einbeziehung methodischer Kontrolldaten kann der Öffentlichkeit ein wahrheitsgetreues Bild der Einstellungen von ZuwanderInnen vermittelt werden. Anmerkungen 1

2

3

4

5

312

Die Studie, die in weiterer Folge thematisiert wird, befasste sich mit ZuwanderInnen mit Problemen am Arbeitsmarkt. Wenn in weiterer Folge problematische Aspekte bei Umfragen mit MigrantInnen aufgezeigt werden, ist damit jene Gruppe von ZuwanderInnen gemeint, deren strukturelle Integration in das Aufnahmeland mit Schwierigkeiten behaftet ist und die sozialstrukturell am unteren Ende der Gesellschaft angesiedelt ist. Analysiert man beispielsweise die Struktur der EinwanderInnen in der Stadt Salzburg, so sind zahlreiche ehemalige GastarbeiterInnen aus der Türkei sowie aus dem Balkanraum zu finden. MigrantInnen aus dem ehemaligen Jugoslawien sind am stärksten vertreten, weil zusätzlich in den 1990er Jahren zahlreiche politische Flüchtlinge hinzukamen. Asylsuchende aus Afrika, dem Mittleren Osten sowie aus den GUSNachfolgestaaten sind weitere MigrantInnengruppen, die in Salzburg anzutreffen sind (Öppmayr 2006). Zusätzlich finden sich auch zahlreiche ZuwanderInnen aus Deutschland, die im Gastgewerbe arbeiten und sowohl schicht- und milieuspezifisch nicht mit den anderen MigrantInnengruppen vergleichbar sind. Theoretische Konzepte der Integrationsbereitschaft sind für ZuwanderInnen aus verschiedenen Herkunftsländern somit unterschiedlich relevant. So zeigt sich beispielsweise, dass Angehörige aus kollektivistischen Kulturen (z. B. aus asiatischen oder auch afrikanischen Staaten) eher zu sozialer Erwünschtheit und Konformität und somit auch zu einer allgemein erhöhten Zustimmung bei Items neigen (Rippl & Seipel, 2008). Unter Äquivalenz wird in der kulturvergleichenden Forschung verstanden, „dass die zugrunde liegenden Dimensionen oder theoretischen Konzepte in allen Ländern in vergleichbarer Weise gemessen werden.“ (Braun 2006, 5) Fragen zu Kontakten mit Österreichern und Landsleuten oder zur gelungenen Integration in den Bildungs- und Erwerbssektor könnten durch diese Mechanismen in einem verfälscht positiven Sinne beantwortet werden.

Besonderheiten und Problemlagen der quantitativen Befragung bei MigrantInnen 6

7

8 9

10 11

12

In dieser Studie verneinten beispielsweise bei den einzelnen Persönlichkeitsitems drei Viertel der MigrantInnen, eher faul zu sein, und 57,5% bestritten, manchmal unfreundlich zu anderen zu sein. Zusätzlich fällt bei den kritischen Fragen zur Diskriminierung ein hoher Anteil an Meinungslosigkeit („keine Angabe“ zwischen 4% und 6%) und Item-Non-Response (fehlende Werte zwischen 7% und 10%) auf. Einen Extremfall stellt die Befragung von AnalphabetInnen dar, weil Übersetzungen der Fragebögen in die Muttersprache der ProbandInnen nicht mehr ausreichen. InterviewerInnen müssten die Befragung in Kenntnis der Muttersprache des Migranten/der Migrantin durchführen, um Verständnisprobleme weitgehend ausschließen zu können. Wesentliche Thesen der Integrationstheorie von Esser (2004a, 2006a) wurden im Fragebogen operationalisiert. In der Studie wurde der Fragebogen in drei Sprachen übersetzt, neben der deutschen Version lag ein englischer, serbokroatischer und türkischer Fragebogen vor. MigrantInnen aus afrikanischen Staaten oder aus dem russischen und arabischen Sprachraum entschieden sich in der Regel für die deutsche und in Ausnahmefällen für die englische Version. Mit den Push-Faktoren werden alle Faktoren des Herkunftslandes der MigrantInnen zusammengefasst, die diese zur Auswanderung motivieren (Han 2005, 15). In den letzten Jahren wurden zahlreiche Versuche unternommen, Persönlichkeitskonzepte der Psychologie auf die Umfrageforschung zu übertragen und ökonomische Kurzskalen für Bevölkerungsumfragen zu etablieren (z. B. Schumann 2005). Zwar weist der erste und dritte extrahierte Faktor (Neurotizismus und Offenheit) noch gewisse inhaltliche Parallelen zum Big-Five-Konzept auf, die anderen Faktoren sind jedoch nicht auf die intendierten Persönlichkeitsdimensionen rückführbar. Im postulierten Faktor Extraversion sind Items, die Geselligkeit, Gewissenhaftigkeit und Verträglichkeit messen, vorzufinden, im vierten Faktor steht Kreativität mit Faulheit in Verbindung und der fünfte Faktor lässt sich inhaltlich kaum mehr interpretieren.

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315

Angela Wroblewski

Angela Wroblewski

Berücksichtigung der Situation von Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen in Umfragen Zusammenfassung Die Erfassung der Situation von Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen (Behinderungen, chronischen Krankheiten oder sonstigen gesundheitlichen Beeinträchtigungen) im Rahmen von standardisierten Umfragen stellt eine besondere Herausforderung dar. Im vorliegenden Beitrag stehen designtechnische Fragen im Vordergrund. Die damit einhergehenden Effekte auf Zielgruppenerreichung wie auch die Ergebnisse werden anhand eines Beispiels (Studierenden-Sozialerhebung) diskutiert. Zielsetzung dieser bereits zwei Mal durchgeführten Befragung (2002, 2006) ist es einerseits, das Ausmaß der Betroffenheit abzuschätzen, andererseits Informationen über Probleme im Studienalltag von Studierenden mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen zu liefern. Auf Basis der Erfahrungen aus diesen beiden Befragungen werden folgende methodologische Herausforderungen diskutiert: (1) adäquate Erfassung der Formen der Beeinträchtigungen aufgrund des hohen Anteils von Mehrfachbeeinträchtigungen, (2) die besondere Bedeutung des Wordings für die Akzeptanz der Befragung und (3) die Frage nach Zugangsbarrieren für bestimmte Gruppen von behinderten oder gesundheitlich beeinträchtigten Personen.

Abstract Consideration of the Situation of People with Disabilities or Handicaps in Standardised Surveys The consideration of the situation of people with disabilities or handicaps in standardised surveys is a challenge in several respects. The focus of the paper lies on design and methodological aspects, which have an effect on the population reached as well as the results. Such effects are discussed referring to two surveys among students in Austria (conducted 2002 and 2006). Aim of these surveys was twofold: to get information about the number of students affected and to gather information about their study conditions as well as their need for support. Based on the experience with these two surveys following challenges

317

Angela Wroblewski

are discussed: (1) difficulties to formulate items about form of disability/handicap adequately, (2) the importance of wording for the acceptance of the survey, and (3) survey features that might exclude specific groups of handicapped or disabled students from a survey.

1 Hintergrund und Fragestellung Die Befragung zur sozialen Lage der Studierenden ist eine österreichweit repräsentative Umfrage unter Studierenden, die im Abstand von vier oder fünf Jahren seit den 1970er Jahren durchgeführt wird. Dabei wird versucht, ein Kernset an Indikatoren möglichst vergleichbar zu erheben, um Veränderungen im Zeitverlauf aufzeigen zu können. Darüber hinaus weist jede Sozialerhebung einen thematischen Schwerpunkt auf, der sich aufgrund aktueller hochschulpolitischer Diskussionen ergibt. In der im Jahr 2002 durchgeführten Befragung wurde nicht nur das Themenspektrum ausgeweitet (u. a. Einstellung zur Einführung der Studienbeiträge), sondern auch eine spezifische Gruppe von Studierenden in den Vordergrund gerückt, deren Situation bislang nicht explizit thematisiert wurde: Studierende mit Behinderungen, chronischen Krankheiten oder sonstigen gesundheitlichen Beeinträchtigungen. Zum damaligen Zeitpunkt lagen nur wenige Informationen über die Situation von Studierenden mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen, ihre Probleme im Studium oder ihren spezifischen Unterstützungsbedarf vor. Schon allein der Anteil der betroffenen Studierenden an der Gesamtheit aller Studierenden in Österreich war nicht bekannt, da im Rahmen der Hochschulstatistik keine entsprechenden Angaben erhoben werden. Eine erstmalige Einschätzung der Situation behinderter und chronisch kranker Studierender bot im Jahr 1995 eine vom Institut für Erziehungswissenschaften und dem Behindertenreferat der Universität Salzburg durchgeführte Umfrage unter betroffenen Studierenden (Wetzel & Fuchs 1995). Aus erhebungstechnischen Gründen konnten damals jedoch keine repräsentativen Daten erhoben werden, und es war auch kein Vergleich zur Studiensituation aller Studierender möglich. Zielsetzung der Studie im Jahr 2002 war es, das Ausmaß der Betroffenheit zu erheben sowie den aus Sicht der Studierenden bestehenden Unterstützungsbedarf aufzuzeigen. Zielsetzung der zweiten Erhebung war es darüber hinaus, konkret jene Rahmenbedingungen aufzuzeigen, die betroffene Studierende im Studienalltag behindern, um eine empirische Grundlage für die Entwicklung von Maßnahmen zu liefern. Aufgrund der Erfahrungen mit der ersten Befragung von Studierenden mit gesundheit318

Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen

lichen Beeinträchtigungen wurde für die Erhebung 2006 das Erhebungsdesign neu konzipiert. Die Veränderung der Fragestellung spiegelt auch eine stärkere Orientierung an der Diskussion der „Disability Studies“, die von einem sozialkonstruktivistischen Modell von Behinderung ausgehen. Behinderung oder gesundheitliche Beeinträchtigung wird nicht mehr als ein individuelles Merkmal gesehen, sondern als Konsequenz des jeweiligen sozialen Kontexts, d. h., Behinderung wird als sozial konstruiert verstanden. Barnes & Mercer & Shakespeare (1999, 7) beschreiben beispielsweise die Zielgruppe als Menschen mit einer anerkannten Beeinträchtigung, die unter den gegebenen gesellschaftlichen Umständen behindert werden. Dem entspricht die 2006 vorrangig gestellte Frage nach jenen Mechanismen, die betroffene Studierende aus bestimmten Bereichen ausgrenzen oder in ihrem Studienfortschritt behindern. Dieser Anspruch, sich an einem sozialkonstruktivistischen Behindertenbegriff zu orientieren, ist jedoch im Rahmen einer standardisierten Umfrage nur schwer einzulösen. Vorab erscheint noch eine Begriffsklärung angebracht, wie gesundheitliche Beeinträchtigung im Rahmen der vorgestellten Erhebungen operationalisiert wurde: Die Umfrage basiert auf der Selbsteinschätzung von Studierenden als gesundheitlich beeinträchtigt, wobei den Befragten die Antwortmöglichkeiten Behinderung, chronische oder länger dauernde Krankheit sowie sonstige gesundheitliche Beeinträchtigungen offen standen. Mit diesem Verständnis von „gesundheitlich beeinträchtigt“ wird somit eine eher breitere Definition verwendet als beispielsweise körperlich und/oder geistig behindert. Es wird auch nicht auf eine formal-juristische Definition abgestellt (z. B. das Vorliegen eines Behindertenausweises). Die unterschiedlichen Definitionen, die in empirischen Untersuchungen herangezogen werden, können zu stark voneinander abweichenden Anteilen von Betroffenen führen. Dieses Problem trat beispielsweise bei einem Vergleich der Anteile von gesundheitlich beeinträchtigten Studierenden in mehreren EU-Ländern auf (Schnitzer & Middendorff 2005; Schnitzer & Zempel-Gino 2002).

1.1 Design und Ergebnisse der Umfrage 2002 Die Studierenden-Sozialerhebung 2002 war als schriftliche Befragung (postalisch) konzipiert. Insgesamt wurden 10.000 zufällig gezogene Studierende an Universitäten und Fachhochschulen in Österreich angeschrieben. Es handelt sich dabei um eine geschichtete Stichprobe, um auch an kleineren Universitäten eine ausreichend große Fallzahl zu erreichen, die es er319

Angela Wroblewski

möglicht, über die jeweilige Universität bzw. Studienrichtungsgruppe Aussagen machen zu können. Insgesamt lag der Rücklauf (nach Erinnerungskarte) bei 35%, d. h., es gingen 3.303 Fragebögen in die Auswertungen ein. Darunter waren 357 Studierende mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen. Die Entscheidung für die eigene Erhebung unter Studierenden mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen fiel erst relativ spät im Projektverlauf, konkret zu einem Zeitpunkt, als die Pretests für den „Hauptfragebogen“ bereits beendet waren. Der Fragebogen für Studierende mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen wurde auf Basis einer Literaturrecherche und unter Einbeziehung von ExpertInnen (d. h. in Kooperation mit den Behindertenbeauftragten an den Universitäten) konzipiert. Die Studierenden wurden im „Hauptfragebogen“ danach gefragt, ob sie behindert, chronisch krank oder sonstig gesundheitlich beeinträchtigt sind. Wenn ja, wurden Sie gebeten, einen zusätzlichen Fragebogen zu ihrer gesundheitlichen Beeinträchtigung und den sich daraus ergebenden Konsequenzen für das Studium auszufüllen. Aufgrund dieser Befragung, die repräsentativ für die Studierenden in Österreich ist, war es erstmals möglich, den Anteil der Betroffenen an allen Studierenden abzuschätzen und eine Analyse systematischer Unterschiede zwischen Studierenden mit und ohne gesundheitlichen Beeinträchtigungen durchzuführen (Wroblewski & Unger 2003b). In Summe bezeichneten sich 11,9% aller Studierenden als gesundheitlich beeinträchtigt. 1% aller Studierenden war behindert, 7,6% waren chronisch krank und 3,3% sonstig beeinträchtigt. Diese Werte entsprechen dem Vergleichswert für die gleichaltrige österreichische Wohnbevölkerung und einer ähnlichen Studie für Deutschland (Schnitzer & Isserstedt & Middendorff 2001). Für hochschulpolitische Akteure war insbesondere der hohe Anteil von chronisch und psychisch kranken Studierenden ein unerwartetes Ergebnis und warf eine Reihe von weiterführenden Fragen auf. Der Fragebogen enthielt die erwähnte Filterfrage nach dem Vorliegen einer Beeinträchtigung (Selbsteinschätzung), eine Frage nach der Art der Beeinträchtigung (vorgegebene Klassifikation mit Mehrfachantworten) sowie eine verbale Beschreibung der gesundheitlichen Beeinträchtigung. Weiters wurde gefragt, wie lange die gesundheitliche Beeinträchtigung schon besteht, wie sich diese im Studienalltag auswirkt, wie stark die Befragten durch ihre gesundheitliche Beeinträchtigung im Studium beeinträchtigt sind und ob sich die gesundheitliche Beeinträchtigung auf die Studienwahl ausgewirkt habe. Neben der Art der Beeinträchtigung stand die Frage im Zentrum, ob bzw. welchen Unterstützungsbedarf es aus Sicht der betroffenen Studierenden gibt. Gefragt wurde weiters, ob finanzielle Belastungen mit der gesundheitlichen Beeinträchtigung verbunden sind, ob die Studierenden spe320

Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen

zifische Beihilfen beziehen und ob sie einen formalen Behindertenstatus aufweisen. Diese standardisierten Fragen wurden durch einige offene Fragen ergänzt, durch die Hinweise für konkrete Maßnahmengestaltung generiert werden sollten. So wurde nach einer konkreten Beschreibung, wie sich die gesundheitliche Beeinträchtigung/Behinderung im Studienalltag auswirkt, gefragt. Die Studierenden wurden gegebenenfalls aufgefordert, näher zu erläutern, warum sie ihr Wunschstudium nicht absolvieren können, warum sie aus gesundheitlichen Gründen an einen Studienwechsel denken oder einen solchen vollzogen haben und welche konkreten Maßnahmen ihren Studienalltag erleichtern würden. Im Zuge der Auswertung trat bei der Interpretation der Ergebnisse für die Gruppe der betroffenen Studierenden eine Reihe von Problemen auf:1 Es zeigen sich deutliche Unterschiede im Ausmaß der Betroffenheit je nachdem, ob auf die Selbsteinschätzung der Studierenden oder einen formalen Behindertenbegriff abgestellt wird. Wird ein formaler Behindertenbegriff (Status „begünstigt behinderter Mensch“ oder Bezug von erhöhter Familienbeihilfe wegen Behinderung oder Krankheit) herangezogen, so liegt das Ausmaß der Betroffenheit bei 1,8% aller Studierenden. Dem steht aber ein Anteil von 11,9% gegenüber, der auf Selbsteinschätzung basiert. Stellt man darauf ab, ob sich die gesundheitliche Beeinträchtigung im Studienalltag auswirkt, so sind insgesamt 4% aller Studierenden betroffen. Aufgrund des hohen Anteils von Studierenden mit Mehrfachbeeinträchtigungen (30%) war es nicht durchgängig möglich, eine aussagekräftige Klassifikation von Studierenden nach Art der Beeinträchtigung zu erstellen. Die größte Gruppe bilden jene mit Mehrfachbeeinträchtigungen. Es ist in der Folge auch nicht möglich, die angegebene Probleme im Studienalltag jener Form von Beeinträchtigung zuzuordnen, die im Studienalltag am relevantesten ist. Ähnliches gilt auch für den angeführten Handlungsbedarf: Dieser ist oft nur schwer zu interpretieren, wenn er nicht einer konkreten Form der Beeinträchtigung zugeordnet werden kann. Schwierig zu interpretieren war auch die Antwort auf die Frage, ob die betroffenen Studierenden aufgrund ihrer gesundheitlichen Beeinträchtigung auch im Studienalltag beeinträchtigt sind. Dies trifft nach eigenen Angaben auf 40% aller gesundheitlich beeinträchtigten Studierenden zu, allerdings sind „nur“ 20% der Studierenden mit Behindertenausweis stark beeinträchtigt, ein weiteres Drittel ist teilweise beeinträchtigt. Es gab eine sehr geringe Bereitschaft, offene Fragen zu beantworten, die nähere Angaben zur Art des in einer Skala angegebenen Handlungsbedarfs in bestimmten Bereichen enthalten sollten. Dies kann zum einen auf das spezifische Setting der Befragung zurückzuführen sein, da es sich um einen 321

Angela Wroblewski

sehr langen Hauptfragebogen handelte und erst im Anschluss daran wurde der Zusatzfragebogen ausgefüllt. D. h., es könnte aufgrund der Länge der Befragung zu Ermüdungserscheinungen gekommen sein. Zum anderen richtet sich die Befragung an studienaktive Personen, d. h., die RespondentInnen haben sich in ihrem Studienalltag soweit „arrangiert“, dass eine aktive Teilhabe am Studium möglich ist. Im Studienalltag bestehende Barrieren werden eventuell nicht mehr angeführt, da sie bereits bewältigt wurden und damit keine aktuellen Problemlagen darstellen. Die Erfahrungen der Befragung 2002 haben also gezeigt, dass es schwierig ist, Informationen über konkreten Unterstützungsbedarf und Barrieren im Studienalltag mittels offener Fragen im standardisierten Erhebungsinstrument zu erfassen.

1.2 Design und Ergebnisse der Umfrage 2006 Für die Sozialerhebung 2006 wurde eine Stichprobe von 50.000 Studierenden an Universitäten und Fachhochschulstudiengängen angeschrieben. Die Befragung wurde diesmal – primär aus Kostengründen – als Online-Umfrage durchgeführt. Aufgrund des relativ komplexen Verfahrens zur Sicherstellung der Anonymität (postalischer Versand von Einladungsbriefen mit Zugangscode zur Befragung) musste auf den Versand einer Erinnerungskarte verzichtet werden. Die Rücklaufquote (ohne Erinnerungskarte) lag bei 20%. Insgesamt haben sich 1.737 Studierende mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen an der Umfrage beteiligt. Im Rahmen des Fragebogens wurde u. a. danach gefragt, ob Studierende behindert, chronisch krank sind oder sonstige gesundheitliche Beeinträchtigungen aufweisen. Betroffene Studierende erhielten in weiterer Folge eine Reihe von Fragen zur Art der Beeinträchtigung, zur spezifischen Studiensituation und zu bestehendem Handlungsbedarf. Dabei handelt es sich im Kern um die geschlossenen Fragen aus dem bereits 2002 verwendeten Fragebogen. Auf Basis dieser Angaben ist es wie bereits 2002 möglich, den Anteil der betroffenen Studierenden an einzelnen Universitäten und diesmal auch auf Ebene der Studienrichtungsgruppen zu ermitteln und auf Basis der repräsentativen Umfrage die Rahmenbedingungen im Studium für Studierende mit und ohne gesundheitliche Beeinträchtigungen zu vergleichen. Um auch auf die offenen Fragen Antworten zu bekommen, wurde 2006 ergänzend zur standardisierten Umfrage eine qualitative Erhebung unter Studierenden mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen durchgeführt. Konkret wurde folgendermaßen vorgegangen: Alle Studierenden mit Behinde322

Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen

rungen sowie jene Studierenden mit chronischen Krankheiten oder sonstigen gesundheitlichen Beeinträchtigungen, die sich im Online-Fragebogen auf einer fünfstufigen Skala aufgrund ihrer gesundheitlichen Beeinträchtigung als sehr stark bis mittel beeinträchtigt im Studium bezeichneten, wurden noch im Online-Fragebogen nach ihrer Bereitschaft zu einem persönlichen Interview gefragt. Traf dies zu, konnten Studierende ihre Kontaktdaten (E-mail-Adresse oder Telefonnummer) angeben, um in weiterer Folge von den Interviewerinnen kontaktiert zu werden. Gleichzeitig gab es jedoch auch die Möglichkeit, anonym bei einer eigens für die Befragung eingerichteten Hotline am IHS anzurufen, wenn Personen Interesse an einem Interview hatten. Insgesamt haben sich 284 Studierende im Online-Fragebogen zu einem persönlichen Gespräch bereit erklärt, von denen 202 kontaktiert wurden. Bei der Auswahl der InterviewpartnerInnen wurde zunächst auf das Ausmaß der Beeinträchtigung im Studium abgestellt und darüber hinaus auf die regionale Verteilung sowie auf die Repräsentanz der unterschiedlichen Arten gesundheitlicher Beeinträchtigungen geachtet.2 In Summe wurden 145 Interviews in ganz Österreich geführt.3 Dabei handelt es sich um leitfadengestützte Interviews, wobei die Auswertung themenzentriert erfolgt. Zentrale Themenkomplexe im Leitfaden sind: • Konkrete Barrieren im Studienalltag • Wahrgenommene Problembereiche bzw. Diskriminierungen im Studienalltag • Konkreter Handlungsbedarf aus Sicht der betroffenen Studierenden (Maßnahmen, Unterstützung, Beratung) Anders als bei der Vorgängererhebung 2002 wird dabei nicht nur auf die aktuelle Situation abgestellt, sondern auch auf den bisherigen Studienverlauf. Aufgrund der im persönlichen Gespräch besser gegebenen Möglichkeit, auf die jeweils individuelle Person einzugehen und nachzufragen bzw. Fragen zu konkretisieren, stehen deutlich mehr Informationen im Vergleich zur standardisierten Befragung zur Verfügung. So konnten z. B. Probleme und Barrieren besser erfasst und der erforderliche Handlungsbedarf genauer nachgefragt werden. Bei erfolgtem Studienwechsel als Konsequenz der gesundheitlichen Beeinträchtigung konnte etwa konkret nach Gründen und Motiven gefragt werden, wodurch es möglich ist, auch individuell bereits bewältigte Barrieren aufzuzeigen. Ähnliches gilt für die Frage, ob die Studienwahl infolge der gesundheitlichen Beeinträchtigung eingeschränkt war (z. B. das „Wunschstudium“ nicht realisiert werden konnte). Weiters konnte gegebenenfalls auch auf Erfahrungen in der Schulzeit (z. B. Besuch von Inte323

Angela Wroblewski

grationsklassen, Umgang mit der gesundheitlichen Beeinträchtigung durch Lehrkräfte) sowie spezifische Beratungsangebote bei der Studien- oder Berufswahl und allgemein auf den Übergang von der Schule zur Hochschule näher eingegangen werden. Der Leitfaden wird abgerundet durch Fragen zu Förderungen (Kenntnisstand, Zufriedenheit, Abwicklung), Beratungsangeboten (Warum werden sie nicht genutzt? Für welche Bereiche fehlen Beratungsangebote?), zur Lebenssituation (Wohnen etc.) und zum Einsatz neuer Medien im Studium.

1.3 Vorbereitung der Online-Erhebung – Pretest Da für die Befragung 2006 von Beginn an feststand, dass Studierende mit gesundheitlichen Problemen wieder einen eigenen Fragenblock erhalten werden, wurden die Fragen im dreistufigen Standard-Pretest-Verfahren mitgetestet. Ergänzend zum allgemeinen Pretest, wurde eine Fokusgruppe mit gesundheitlich beeinträchtigten Studierenden, die von den Behindertenbeauftragten der Universität Wien und der Technischen Universität Wien rekrutiert wurden, durchgeführt. Dabei handelte es sich durchwegs um Studierende mit körperlichen Beeinträchtigungen aufgrund von Behinderung oder chronischer Krankheit. Weiters wurde angestrebt, den Fragebogen barrierefrei zugänglich zu machen. Es wurden daher eigene Pretests mit blinden Studierenden durchgeführt, die den Online-Fragebogen mit unterschiedlichen Vorleseprogrammen ausfüllen sollten. Im Pretest stellte sich heraus, dass der Vorlesemodus mit einigen Programmen funktionierte, mit anderen nicht. Das Problem dabei war, dass der Fragebogen eine Reihe von Skalen enthielt, die in tabellarischer Form dargestellt waren und deren Wiedergabe im Vorlesemodus schwierig war. Es wäre eine grundsätzliche Neuprogrammierung des Fragebogens notwendig gewesen, um den Fragebogen tatsächlich barrierefrei zugänglich zu machen, was aus Kostengründen nicht möglich war. Als „second-best-Lösung“ wurde für Studierende, die Probleme beim Ausfüllen des Fragebogens hatten, bereits im Anschreiben das Angebot eines telefonischen Interviews gemacht. Dieses Angebot wurde von drei Studierenden genutzt. In den Pretests kristallisierten sich folgende Punkte als relevant heraus: • Studierende mit Behinderungen oder offensichtlichen körperlichen Beeinträchtigungen (blinde/hochgradig sehbeeinträchtigte Studierende, Studierende mit Mobilitätsbeeinträchtigungen mit/ohne Rollstuhl) hatten kaum Probleme, den Fragebogen auszufüllen. Die Fragen waren offensichtlich für 324

Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen

diese Zielgruppe zugeschnitten und mussten nur in kleineren Punkten adaptiert werden. • Für Studierende mit psychischen Beeinträchtigungen war das ursprünglich verwendete Wording „Studierende mit Behinderung, chronischer Krankheit oder gesundheitlicher Beeinträchtigung“ nicht adäquat. Der Konnex zu Behinderung oder chronischer Krankheit wurde stark problematisiert und einhellig abgelehnt. Im Fragebogen selbst wurden dann unterschiedliche Frageformulierungen in Abhängigkeit von der Art der Beeinträchtigung verwendet (d. h. mehrere Fragebogenversionen programmiert). • Es stellte sich heraus, dass es für betroffene Studierende schwierig ist, die Antworten ausschließlich auf ihre Person bzw. Situation hin zu fokussieren. Es wurde beispielsweise häufig Handlungsbedarf angegeben, der zwar nicht die eigene Situation unmittelbar verbessern würde, aber für andere Betroffene relevant sein könnte. Dem wurde versucht, durch eine noch explizitere Frageformulierung zu begegnen. • Im Pretest wurde weiters deutlich, dass es für betroffene Studierende wichtig ist, unterschiedliche Formen der Beeinträchtigung angeben zu können, auch wenn nicht alle sich im Studium auswirken. Das Gefühl, die eigene Situation im Fragebogen adäquat abbilden zu können, erhöht die Akzeptanz der Befragung und beeinflusst die Antwortbereitschaft positiv.

2 Ergebnisse der standardisierten Befragungen 2002 und 2006 im Vergleich Laut der Befragung 2006 sind 0,9% aller Studierenden nach eigener Definition behindert, weitere 12,1% sind chronisch krank und rund 8% sind sonstig gesundheitlich beeinträchtigt. D. h., in Summe ist jede/r fünfte Studierende in irgendeiner Form gesundheitlich beeinträchtigt. Damit ist das Ausmaß der Betroffenheit gegenüber 2002 deutlich angestiegen, auch wenn sich das damit verbundene Bild ähnlich darstellt: Das Ausmaß der Betroffenheit ist unabhängig von der sozialen Herkunft und vom Geschlecht, nur unter Männern gibt es geringfügig mehr Studierende mit Behinderung. Mit zunehmendem Alter steigt der Anteil gesundheitlich Beeinträchtigter etwas an, allerdings sind abweichend hiervon die jüngsten Studierenden (unter 20 Jahre) im selben Ausmaß betroffen wie Studierende über 30 Jahre. Je älter die Studierenden sind, desto höher ist auch der Anteil der Studierenden mit einer Behinderung. Von Studierenden bis zum Al325

Angela Wroblewski

ter von 20 Jahren sind dies 0,8%, von denjenigen über 30 Jahre fast doppelt so viele, nämlich 1,5%. Es ist zu vermuten, dass der Anstieg der Betroffenheit gegenüber der Erhebung 2002 vor allem auf die Änderung des Erhebungsinstrumentes zurückzuführen ist. Die Erhebung 2002 wurde schriftlich durchgeführt und Studierende, die sich selbst als gesundheitlich beeinträchtigt einstuften, wurden gebeten, zusätzlich einen vierseitigen Fragebogen auszufüllen. Es war also erstens ersichtlich, wie viele weitere Fragen zu beantworten sind, und zweitens, welcher Art diese Fragen sind, nämlich in erster Linie Fragen, die auf gravierendere gesundheitliche Beeinträchtigungen und vor allem auf die Auswirkungen im Studium abzielen. Bei einer Online-Befragung, wie sie 2006 durchgeführt wurde, sind beide Aspekte für die RespondentInnen vorab nicht ersichtlich, was die Ausfüllbereitschaft der Einstufungsfrage erhöht haben dürfte. Es gibt einige Gründe anzunehmen, dass der Großteil des Anstiegs im Ausmaß der Betroffenheit auf das geänderte Erhebungsinstrument zurückzuführen ist, auch wenn andere Untersuchungen auf eine zunehmende Betroffenheit hindeuten.4 Indikatoren dafür, dass ein erheblicher Designeffekt vorliegt sind u. a., dass der Anteil der Studierenden mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen, die auch Konsequenzen im Studium verspüren, nur leicht gestiegen und der Anteil der Behinderten konstant geblieben ist. Deutlich öfter genannt wurden insbesondere jene Arten der Beeinträchtigung, die seltener mit Auswirkungen im Studienalltag verbunden sind, wie z. B. Sehbeeinträchtigungen und Allergien, also jene Formen, die wahrscheinlich nicht angegeben worden wären, wenn von Beginn an klar gewesen wäre, worum es in den Folgefragen geht.

Tabelle1: Anteil gesundheitlich beeinträchtigte Studierende 2002 und 2006

Behinderung Chronische Krankheit Sonstige Beeinträchtigung % Gesundheitlich Beeinträchtigte gesamt n = ungewichtet. Quellen: Studierenden-Sozialerhebung 2002, 2006

326

2002 n = 3.303

2006 n = 8.771

1,0% 7,6% 3,3%

0,9% 12,1% 7,7%

11,9%

20,6%

Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen

Tabelle2: Art der gesundheitlichen Beeinträchtigung 2002 und 2006 Gesundheitl. Beeintr. Studierende

Allergien/Atemwegserkrankungen Sehbeeinträchtigungen Psychische Erkrankungen Chronische Erkrankungen Mobilitätsbeeinträchtigungen Hörbeeinträchtigungen Sprachbeeinträchtigungen Andere Beeinträchtigungen Anteil mit Mehrfachbeeinträchtigungen Anteil beeinträchtigt im Studium

Anteil an allen Studierenden

2002 n = 357

2006 n = 1.737

2002 n = 3.303

2006 n = 8.771

53,4% 14,6% 15,0% 22,2% 9,7% 5,5% 1,3% 5,6%

58,1% 20,9% 14,8% 12,6% 5,1% 3,4% 0,6% 20,6%

6,4% 1,7% 1,8% 2,6% 1,2% 0,6% 0,1% 0,6%

12,2% 4,4% 3,2% 2,6% 1,1% 0,7% 0,1% 4,6%

30,2% 35%

32,9% 40%

3,4% 4%

6,6% 8%

Mehrfachnennungen möglich; n = ungewichtet. Quellen: Studierenden-Sozialerhebung 2002, 2006

3 Grenzen der standardisierten Befragung Die Erfahrungen der beiden zitierten Befragungen haben gezeigt, dass das Ausmaß der Betroffenheit durch standardisierte Umfragen relativ problemlos erhoben werden kann, sieht man von bestehenden Definitionsproblemen ab. Die Erfahrungen zeigen aber auch die Grenzen einer standardisierten Befragung von Studierenden mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen. Es wurde deutlich, dass • das Design der Befragung das Ausmaß der angegebenen Betroffenheit bestimmt, • das Design je nach zugrunde liegender Definition der Zielgruppe anders zu gestalten ist (Selbstdefinition versus formale Anerkennung), • das Wording hochsensibel ist, insbesondere das Vokabel „Behinderung“ wird für Personen mit bestimmten Formen der Beeinträchtigung als nicht adäquat angesehen,5 • die Interpretation der Ergebnisse durch den hohen Anteil an Mehrfachbeeinträchtigungen erschwert wird und gleichzeitig die Möglichkeit von Mehrfachnennungen Voraussetzung für die Akzeptanz der Erhebung ist, 327

Angela Wroblewski

•

ein standardisiertes Erhebungsinstrument nur eingeschränkt zur Beschreibung der Alltagssituation von betroffenen Personen und den individuell wahrgenommenen Barrieren bzw. Einschränkungen geeignet ist. Eine Möglichkeit des Umgangs mit diesen Problemen ist die Kombination der standardisierten Befragung mit persönlichen Interviews, wie dies in der Studierenden-Sozialerhebung 2006 der Fall war. Die qualitativen Interviews bringen v. a. vier Vorteile mit sich: Auf Basis der qualitativen Interviews ist es möglich, die Art der Beeinträchtigung wesentlich exakter zu fassen, unter anderem indem das Ausmaß der Beeinträchtigung erfasst wird oder auch Beeinträchtigungen, die Nebenfolgen der primären Beeinträchtigung sind, gesondert erfasst werden. So kann beispielsweise die Kombination Allergie und chronische Krankheit im standardisierten Erhebungsinstrument bedeuten, dass eine chronisch kranke Person als Folge von Medikamenteneinnahme eine Allergie entwickelt hat, die als Teil der chronischen Krankheit zu sehen ist. Es kann aber auch bedeuten, dass eine Person mit einer schweren Allergie als Folge von Medikamenten chronische Magenbeschwerden hat. Im ersten Fall ist die chronische Krankheit die „Hauptbeeinträchtigung“, anhand derer eine Person in eine Typologie eingehen sollte, im zweiten Fall als AllergikerIn. Durch Nachfragen kann auch auf den ersten Blick unplausibel erscheinenden Ergebnissen nachgegangen werden, wie z. B. wenn RollstuhlfahrerInnen angeben, in keiner Weise im Studium Auswirkungen der Beeinträchtigung zu erfahren. So hat beispielsweise ein/e chronisch kranke/r Studierende/r, der/die im Rollstuhl sitzt und auch ihre Hände nur eingeschränkt einsetzten kann, das Interview damit begonnen, dass er/sie kein typischer Fall sei, weil es keinerlei Beeinträchtigungen im Studium gibt. Es stellt sich dann heraus, dass er/sie an einem Institut studiert, dass in einem Altbau im 2. Stock ohne Lift untergebracht ist. Dem liegt eine perfekte Organisation des Studienalltags zugrunde, die darauf basiert, dass der Vater, seit er in Pension ist, es als seine Hauptbeschäftigung ansieht, seinem Kind das Studium zu ermöglichen. D. h., er bringt die/den Studierende/n mit dem Auto an die Universität, trägt sie/ihn hinaus, holt sie/ihn ab usw. Drittens können im Rahmen der persönlichen Interviews nähere Informationen zum wahrgenommenen Handlungsbedarf aus Sicht der betroffenen Studierenden erfasst werden: So geben beispielsweise 11% aller Studierenden an, dass bauliche Gegebenheiten Schwierigkeiten im Studienalltag bedeuten. Selbst wenn dieser Anteil nach Universität gebreakt wird, kann daraus noch nicht konkretisiert werden, welcher Handlungsbedarf konkret besteht. Dies auch aufgrund der geringen Bereitschaft, offene Fragen zu beantworten. Im Rahmen der persönlichen Interviews konnte zum einen eine Lis328

Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen

te konkreter Missstände, die leicht zu beheben sind (z. B. Handläufe, Türen, versperrte und daher nicht benutzbare WC-Anlagen) erhoben werden. Zum anderen wurden „größere“ bauliche Veränderungen, die aus Sicht der Studierenden notwendig wären, konkretisiert. In den qualitativen Interviews kann auch auf spezifische Gruppen gesondert eingegangen werden, über die kaum abgesicherte Informationen vorliegen, wie z. B. Studierenden mit psychischen Problemen. Psychische Beeinträchtigungen werden an Universitäten kaum wahrgenommen und weder von Seiten der Studierenden noch von Seiten der Universität (Verwaltung, Lehrende) thematisiert (Wroblewski & Unger & Schilder 2007). Aufgrund des fehlenden Vorwissens über diese Gruppe ist die Konzeption eines standardisierten Erhebungsinstruments zusätzlich erschwert. Ähnliches gilt auch für Studierende mit chronischen Krankheiten, die nicht offensichtlich sind.

4 Schlussfolgerungen Die Kombination einer standardisierten Befragung mit einer qualitativen Erhebung erhöht die Aussagekraft der Ergebnisse in zweierlei Hinsicht: Zum einen sind die Ergebnisse der qualitativen Interviews zentral für die Interpretation der Ergebnisse der standardisierten Umfrage. Zum anderen werden wichtige Informationen über die Zielgruppe erhoben, die in eine Neugestaltung des standardisierten Erhebungsinstruments einfließen können. Eine Weiterentwicklung der bestehenden Erhebungsinstrumente erscheint insofern notwendig, als die Zielgruppe bei künftigen Befragungen stärker ins Gewicht fallen wird. Dies primär deshalb, da Befragungen von Kindern und Jugendlichen, aber auch die Erhebungen der Statistik Austria zum Gesundheitszustand der Bevölkerung eine steigende Betroffenheit von gesundheitlichen Beeinträchtigungen zeigen, wobei insbesondere psychische Erkrankungen, aber auch chronische Krankheiten zunehmen.6 Für eine mögliche dritte Erhebungsrunde ist insbesondere eine praktikable Lösung für die Erfassung der „primären“ Form der Beeinträchtigung zu finden, die gleichzeitig auch die Möglichkeit offen lässt, alle eventuell zutreffenden Formen der Beeinträchtigung anzugeben. Auch hinsichtlich des Wordings besteht Weiterentwicklungsbedarf, insbesondere bei nicht offensichtlichen Formen der Beeinträchtigungen, die im (Studien-)Alltag nicht oder nur im Ausnahmefall thematisiert werden. Schlussendlich ist aber auch zu akzeptieren, dass bestimmte Themenbereiche im Rahmen einer standar329

Angela Wroblewski

disierten Umfrage nicht adäquat berücksichtigt werden können, da sich die Heterogenität der Studien- und Lebensbedingungen der betroffenen Studierenden durch geschlossene Fragen nicht abbilden lässt. Neben diesem für die Studierenden-Sozialerhebung notwendigem Weiterentwicklungsbedarf wird auch deutlich, dass es im Zusammenhang mit gesundheitlich beeinträchtigten Personen kaum Metaforschung gibt. Dabei wäre u. a. zu klären, inwieweit unterschiedliche Definitionen von gesundheitlicher Beeinträchtigung das Ergebnis beeinflussen, aber auch fragebogentechnische Aspekte (wie z. B. Selbstselektionseffekte, soziale Erwünschtheit, Effekte der Frageplatzierung oder Fragebogenformulierung, Effekte durch die Anwesenheit/Hilfestellung Dritter) sind zu diskutieren. Es liegt bislang auch keine systematische Diskussion darüber vor, inwieweit bzw. welche Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen generell in standardisierten Umfragen unterrepräsentiert sind und wie in diesem Zusammenhang Selbstselektionseffekte eine Rolle spielen. Die Frage nach der Zugänglichkeit von Befragungen für Personen mit spezifischen Formen der Beeinträchtigung ist nicht nur bei Befragungen, die sich spezifisch an Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen richten, relevent, vielmehr geht es auch um die Frage, inwieweit das jeweils gewählte Befragungssetting bestimmten Personengruppen (u. a. jene mit spezifischen Formen der Beeinträchtigung) den Zugang zur Befragung erschwert oder gar verunmöglicht. Eine eingeschränkte Teilnahmemöglichkeit an Befragungen für Blinde oder hochgradig sehbeeinträchtigte Personen liegt insbesondere im Falle von schriftlichen Befragungen vor, d. h., eine Beteiligung erfordert Hilfestellung durch Dritte. Bei Online-Befragungen oder computerunterstützten Befragungsformen besteht theoretisch die Möglichkeit, den Fragebogen barrierefrei zu gestalten (z. B. durch Verwendung von Sprachausgabeprogrammen oder Schriftvergrößerung). Für diese Formen der Aufbereitung von Fragebogen ist jedoch eine Reihe von Rahmenbedingungen zu erfüllen, so sollten möglichst keine Animationen oder grafischen Elemente verwendet werden und auch die tabellarische Gestaltung von Skalen erschwert eine barrierefreie Umsetzung eines Online-Fragebogens. Ein schriftliches Erhebungsinstrument kann jedoch auch für Personen mit Mobilitätsbeeinträchtigungen einen erhöhten Ausfüllaufwand bedeuten, wenn das Schreiben an sich Schwierigkeiten bereitet. Auf der anderen Seite sind Gehörlose oder Personen mit psychischen Beeinträchtigungen durch persönliche Interviews schwerer erreichbar. Neben diesen Vorteilen, die mit der Kombination von qualitativen und quantitativen Zugängen einhergehen, bleibt festzuhalten, dass eine Reihe von zentralen Fragestellungen nur durch einen qualitativen Zugang beant330

Personen mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen

wortet werden kann, wie z. B. die Frage nach wahrgenommenen Benachteiligungen im Alltag oder nach dem komplexen Zusammenspiel institutioneller und sozialer Rahmenbedingungen, die zur Ausgrenzung, aber auch zur Integration der betroffenen Personen beitragen (können). In diesem Sinne bleibt zu hoffen, dass die vorliegenden Ergebnisse der qualitativen Erhebung als Input für Maßnahmengestaltung genutzt werden und dabei insbesondere von der wenig aussagekräftigen formal-juristischen Definition von Behinderung bzw. gesundheitlicher Beeinträchtigung abgegangen wird.

Anmerkungen 1

2 3

4

5

6

Keine erwähnenswerten Probleme traten hinsichtlich des Vergleichs der sozialen Situation von Studierenden mit und ohne gesundheitliche Beeinträchtigung auf. Einzig aufgrund der geringen Fallzahlen für einzelne Arten der Beeinträchtigung waren an mehreren Stellen differenzierte Aussagen nach Art der Beeinträchtigung nicht möglich (Wroblewski; & Unger 2003b). Studierende, die nicht ausgewählt wurden, erhielten ein persönliches Mail mit einer Erklärung und dem Dank für die Bereitschaft zu einem persönlichen Gespräch. Folgende Gründe führten dazu, dass Interviews mit Personen, die sich ursprünglich zu einem Interview bereit erklärt hatten, doch nicht zustande kamen: In 32 Fällen erfolgte keine Rückmeldung oder wurde der vereinbarte Termin nicht eingehalten, 10 Personen hatten kein Interesse mehr, 8 waren nach eigener Einschätzung zu wenig beeinträchtigt, und in 7 Fällen war ein Interview örtlich und zeitlich nicht möglich. In Deutschland beträgt der Anteil der Studierenden mit gesundheitlicher Beeinträchtigung laut einer 2007 veröffentlichten Studierendenbefragung etwa 19% (Männer: 19%; Frauen: 18%; Daten für 2006). Dieser Anteil ist seit der letzten Erhebung im Jahr 2000, als er bei 15% lag, ebenfalls angestiegen (bei unverändertem Erhebungsinstrument) (Isserstedt & Middendorff & Fabian & Wolter 2007). Es wurde bereits erwähnt, dass Studierende mit psychischen und chronischen Erkrankungen eine Gleichsetzung mit Behinderung ablehnen. Gehörlose Studierende sehen sich ebenfalls nicht als behindert oder gesundheitlich beeinträchtigt, sondern als Angehörige einer anderen Kultur. Zur Gesundheitssituation von Kindern und Jugendlichen: Kurth (2007); Statistik Austria (2008).

Literatur Barnes, C., & Mercer, G., & Shakespeare, T. (1999). Exploring disability: A sociological introduction. Cambridge: Polity Press. Isserstedt, W., & Middendorff, E., & Fabian, G., & Wolter, A. (2007). Die wirtschaftliche und soziale Lage der Studierenden in der Bundesrepublik Deutschland 2006. 18. Sozialerhebung des Deutschen Studentenwerks durch HIS Hochschul-Informations-System. Bonn/Berlin: BMBF.

331

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Item-Nonresponse in einer Befragung von Alten und Hochbetagten Der Einfluss von Lebensalter und kognitiven Fähigkeiten* Zusammenfassung Alte und hochbetagte Menschen werden regelmäßig in standardisierte Bevölkerungsbefragungen einbezogen. Grundsätzliche Einwände gegen die Nutzung der Daten von alten und hochbetagten Menschen bestehen nicht, in der methodologischen Fachliteratur finden sich jedoch Hinweise, dass die Qualität der von alten und hochbetagten Menschen erhaltenen Antworten gegenüber der bei jüngeren Befragten gemessenen Daten als geringer einzustufen ist. Dafür werden verschiedene Ursachen verantwortlich gemacht, worunter speziell der Rückgang der Gedächtnisleistung sowie allgemein die schwindenden kognitiven Fähigkeiten am häufigsten diskutiert werden. In der vorliegenden Studie wird auf Basis der Daten der Berliner Altersstudie (BASE), der Einfluss des Kurzzeitgedächtnisses und vier anderer kognitiver Faktoren für das Auftreten von Item-Nonresponse („weiß nicht“) überprüft. Die Ergebnisse zeigen, dass die kognitiven Fähigkeiten wie erwartet mit zunehmendem Alter zurückgehen und dass der Item-Nonresponse mit den im Alter schwindenden kognitiven Fähigkeiten korreliert ist. Allerdings besteht auch bei Kontrolle der rückläufigen kognitiven Fähigkeiten ein beträchtlicher Alterseffekt für das Auftreten von Item-Nonresponse fort.

Abstract Item-Nonresponse in a Survey among the Elderly The Impact of Age and Cognitive Resources The elderly are regularly included in surveys among the general population. So far, there are no general objections towards using data obtained from them. However, the methodological literature has pointed out, that the quality of the answers provided by the old and the oldest old is lower compared to the responses from younger respondents. Several reasons are considered for this effect; predominantly the decreasing working memory capacity and the declining cognitive functioning in general are held responsible for this finding. Based

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on the Berlin Aging Study (BASE), we will assess the impact of working memory capacity and four other dimensions of cognitive functioning on item non-response. Results confirm the literature according to which cognitive functioning declines with age. Also item non-response is correlated with the reduced cognitive functioning among the elderly. However, even when controlling for cognitive functioning a considerable impact of age on item non-response remains visible.

1 Fragestellung und Stand der Forschung Die Alterung in den westlichen Industrienationen führt dazu, dass der Anteil der über 60-jährigen Bevölkerung in den letzten Dekaden sichtbar angestiegen ist und nach den vorliegenden Bevölkerungsprognosen weiter ansteigen wird (z. B. Birg 2003, 2005). Der Anstieg des Anteils der Alten und Hochbetagten1 in der Bevölkerung führt dazu, dass sich die Umfrageforschung einer zusehends älter werdenden Grundgesamtheit gegenübersieht und sich auf die spezifischen Voraussetzungen dieser Menschen als Teilnehmer an standardisierten Befragungen einzustellen hat. Regelmäßig werden alte und hochbetagte Menschen in bevölkerungsrepräsentativen Stichproben befragt, ohne dass grundsätzliche Einwände gegen die Nutzung dieser Methode bei Befragten diesen Alters bestehen würden (Rodgers & Herzog 1987; Alwin, 1999). Neben den Untersuchungen von Alten und Hochbetagten im Rahmen bevölkerungsrepräsentativer Stichproben werden zusehends Spezialuntersuchungen durchgeführt, um die Lebensbedingungen, die politischen Präferenzen, den Gesundheitszustand oder spezifische Bedürfnisse im Bereich Pflege adäquat abbilden zu können (z. B. SHARE: Börsch-Supan & Jürgens & Lipps 2003; Alters-Survey: Tesch-Römer & Wurm & Hoff & Engstler 2002; oder Altenheim-Survey: Klein & Gabler 1996). Im deutschsprachigen Raum hat sich die Methodenforschung bisher schwerpunktmäßig mit dem Feldzugang, der Stichprobenziehung und der Ausschöpfung (Knesebeck 1999; Knesebeck & Hüfken & Dübbert 2001) bei der Befragung von Älteren beschäftigt. Auch wenn keine grundsätzlichen Probleme bei der Nutzung der Daten von alten und hochbetagten Befragten bestehen und z. T. sogar Ergebnisse vorliegen, die eine höhere Validität der Antworten von Älteren belegen (Calahan 1969; Herzog & Dielmann 1985), liegt doch eine Reihe von Befunden vor, die darauf hindeuten, dass der Frage-Antwort-Prozess bei Alten und Hochbetagten im Vergleich zu jüngeren Befragten unterschiedlich abzulaufen scheint (Campbell & Converse & Rod334

Item-Nonresponse in einer Befragung von Alten und Hochbetagten

gers 1976, 237; Andrews & Herzog 1986) und daher zu divergierenden Antworten führt, ohne dass für diese Differenzen ausschließlich substanzielle Unterschiede in den Meinungen, Einstellungen usw. der Befragten verantwortlich gemacht werden könnten. So zeigt eine Studie von Schwarz & Knäuper (1999), dass Befragte über 70 Jahre nicht mehr auf die numerischen Werte einer Ratingskala reagieren, während jüngere Befragte diese numerischen Werte regelmäßig als zusätzliche Information über die Polarität bzw. Dimensionalität der zugrunde liegenden Ratingskala interpretieren und sich daher in ihrem Antwortverhalten vom Wertebereich dieser Zahlen beeinflussen lassen. Zudem zeigt Knäuper (1999) geringere Fragereihenfolgeneffekte bei älteren Befragten – insbesondere bei Personen mit schlechtem Kurzzeitgedächtnis sind diese besonders gering ausgeprägt. Diese Befunde deuten darauf hin, dass die Verarbeitung der einzelnen Fragen des Fragebogens durch die schwindenden kognitiven Fähigkeiten älterer Befragter tangiert wird, so dass diese weniger gründlich bearbeitet und im Fortgang des Fragebogens weniger lange in Erinnerung bleiben. Insgesamt scheinen ältere Befragte aufgrund des geringer ausgeprägten Kurzzeitgedächtnisses die einzelnen Fragen stärker segmentiert und bei geringerer Beachtung des Fragekontextes zu interpretieren (ähnliches konnte für Kinder und Jugendliche nachgewiesen werden, vgl. Fuchs 2005). Mit einer ähnlichen Argumentation wird auch der Anstieg des Item-Nonresponse bei älteren Befragten erklärt (Slymen & Drew & Wright & Elder & Williams 1994; Rodgers & Herzog 1987). Durch rückläufige kognitive Fähigkeiten und insbesondere durch ein Schwinden des Kurzzeitgedächtnisses sind ältere Befragte weniger gut in der Lage, den Frage-AntwortProzess vollständig und optimal (Krosnick 1991) zu durchlaufen, und entsprechend tritt Item-Nonresponce häufiger auf (ähnlich Rakowski & Mor & Hiris 1994). Neben der mit dem Alter abnehmenden Gedächtnisleistung und den allgemein schwindenden kognitiven Fähigkeiten bei älteren Befragten, die für eine weniger gründliche Verarbeitung der einzelnen Fragebogenfragen verantwortlich gemacht werden, nennt Alwin (1999) zwei weitere mögliche Ursachen für den Anstieg des Item-Nonresponse bei älteren Befragten: So wird zum einen eine geringere Motivation akkurat zu antworten unterstellt oder alternativ angenommen, dass ältere Befragte höhere Anforderungen an die Gewissheit einer Antwort stellen, bevor sie diese in einem Umfrageinterview mitteilen. Angesichts dieser heterogenen Erklärungen wollen wir uns im vorliegenden Beitrag mit der Frage beschäftigen, ob tatsächlich die mit steigendem Alter abnehmende Gedächtnisleistung für den Anstieg des Item-Nonre335

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sponse verantwortlich gemacht werden kann. Die vorliegenden Untersuchungen zu diesem Thema weisen nämlich je spezifische Mängel auf: So gelingt in den vorliegenden Laborstudien (z. B. Schwarz & Knäuper 1999) zwar eine gründliche Erfassung der jeweiligen kognitiven Fähigkeiten. Jedoch sind diese Studien andererseits von geringen Fallzahlen gekennzeichnet, und zudem kann im Labor häufig das traditionelle Survey-Setting bei der Administration der einzelnen Fragen nicht konsequent aufrechterhalten werden. Von daher bestehen Zweifel, ob die von den Befragten gegebenen Antworten tatsächlich mit den üblicherweise in Umfragen mitgeteilten Antworten vergleichbar sind. Andererseits erlauben die meisten im Feld durchgeführten Surveys von alten und hochbetagten Menschen zwar eine Bestimmung der Qualität von Umfragedaten, die unter realistischen Bedingungen erhoben wurden. Jedoch ist andererseits nur eine begrenzte Messung kognitiver Fähigkeiten möglich, weil – abgesehen von den Kosten – die in Umfragen eingesetzten Interviewer die für eine kognitive Messung notwendigen Tests meist nicht zuverlässig administrieren können bzw. weil die Administration entsprechender Tests für die Befragten nur schwer vermittelbar wäre. Daher wird in Bevölkerungsumfragen jeweils nur mit sehr abgespeckten Varianten kognitiver Tests (z. B. mit dem Minimal Mental Status) oder mit Selbsteinschätzungen operiert. Zudem gilt für die meisten im Feld durchgeführten Querschnittserhebungen, dass diese von spezifischen Nonresponse-Biases und Interviewer-Effekten tangiert sind, so dass der möglicherweise sichtbare Effekt des zunehmenden Alters auf die Datenqualität von diesen anderen Komponenten des Total-Survey-Errors überlagert wird.

2 Methode Für die vorliegenden Analysen werden die Daten der Berliner Altersstudie (BASE) verwendet (Mayer & Baltes 1996), die von 1990 bis 1993 (und zum Teil darüber hinaus bis in die jüngste Vergangenheit) durchgeführt wurde. Einbezogen werden die Daten des Intensivprotokolls von 516 nach Alter und Geschlecht geschichteten Befragten. Jeweils 43 Männer und Frauen in sechs 5-Jahres-Kohorten zwischen 70 und 100 Jahren wurden mit verschiedenen face-to-face administrierten Befragungsmodulen konfrontiert (n = 516) und zudem einer ausführlichen Untersuchung medizinischer und psychologischer Merkmale unterzogen (vgl. ausführlich zur Methode Nuthmann & Wahl 1996). Im Anschluss an die Erstuntersuchung mit Intensivpro336

Item-Nonresponse in einer Befragung von Alten und Hochbetagten

tokoll folgten weitere Wellen. Für unsere Zwecke werden Befragungsmodule aus der ersten Befragungswelle herangezogen, wobei wir uns auf 165 Items stützen, die die in Umfragen häufig verwendeten Fragetypen und Themen repräsentieren. Für jedes Item wurde festgestellt, ob es von Befragten mit einer substanziellen Antwort versehen oder aber mit „weiß nicht“ beantwortet wurde. Diese Ausprägung wurde im Datensatz getrennt von Verweigerungen und anderen Missings separat ausgewiesen. Wegen der im Fragebogen enthaltenen Filterstruktur wurden bei einigen Befragten nicht alle Items administriert, so dass wir für jeden Befragten anstelle der absoluten Anzahl der mit „weiß nicht“ beantworteten Fragen den Anteil der tatsächlich administrierten Fragen ermittelt haben, den dieser mit „weiß nicht“ beantwortet hatte. Alle Items wurden von den Befragten selbst beantwortet; zwar waren z. T. Dritte bei den Befragungen und weiteren Untersuchungen anwesend, jedoch gab es keine Proxy-Antworten im engeren Sinne. Dies ist der Tatsache geschuldet, dass die potenziellen Teilnehmer an der Befragung vor Aufnahme in die Stichprobe daraufhin gescreent wurden, ob sie zur selbständigen Teilnahme an einer Befragung fähig sind. So wurden Personen, die in der Rekrutierungsphase aufgrund körperlicher oder psychischer Beeinträchtigungen als nicht befragbar eingestuft wurden, von der Befragung ausgeschlossen (Nuthmann & Wahl 1996, 69). Als Vorzug der vorliegenden Daten erweist sich, dass 14 Tests zu verschiedenen Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten administriert wurden (vgl. Tabelle 1). Aus den Scores der einzelnen Tests wurden von den Primärforschern der BASE-Studie (Reischies & Lindenberger 1996) aggregierte Maße für die fünf gemessenen Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten ermittelt, die für die untersuchte Stichprobe jeweils auf einen Mittelwert von 50 und eine Standardabweichung von 10 transformiert, aber nicht altersnormiert wurden. Neben dem Ausmaß der logischen Denkfähigkeit (Reasoning) werden auch die kristalline Intelligenz bzw. Wissen (Knowledge), die Wahrnehmungsgeschwindigkeit (Speed) und das Gedächtnis (Memory) ermittelt sowie die Wortflüssigkeit (Fluency). In Tabelle 1 finden sich kurze Definitionen und eine Aufstellung der administrierten Tests. Alle Maße sind annähernd normal verteilt; allerdings besteht eine nennenswerte Korrelation zwischen den fünf Dimensionen zwischen 0,6 und 0,7 (Reischies & Lindenberger 1996), was sich als Nachteil in den multivariaten Analysen erweist.

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Tabelle 1: Eingesetzte Messverfahren für die kognitiven Fähigkeiten Kognitive Fähigkeit

Messverfahren

Denkfähigkeit (Reasoning): das Ausmaß der logischen Denkfähigkeit

Buchstabenfolgen, figurale Analogien (Heller & Gaedike & Weinläder 1976), praktische Probleme (Educational Testing Service 1977)

kristalline Intelligenz/Wissen (Knowledge): der Umfang und die Qualität des verbalisierbaren Wissens

HAWIE Wortschatz (Wechsler 1982), Wörter finden (Lehrl 1977), praktisches Wissen (Educational Testing Service 1977)

Wahrnehmungsgeschwindigkeit (Speed): die Schnelligkeit beim Ausführen relativ einfacher Vergleichsoperationen an visuell dargestelltem Material

gleiche Bilder, Zahlen und Buchstaben II (Ekstrom & French & Harman & Derman 1976), Zahlen und Zeichen (Wechsler 1955)

Wortflüssigkeit (Fluency): die Fähigkeit, möglichst viele Wörter einer Kategorie in einem begrenzten Zeitraum zu nennen

Wortanfang mit „S“, Tiere nennen (Reischies & Lindenberger 1996)

Gedächtnis (Memory): die Fähigkeit, sich neue Informationen einzuprägen und sich an sie zu erinnern

Paarverbindungslernen, Aufgaben erinnern, Geschichte erinnern (Engel & Satzger 1990)

Betrachtet man die fünf Maße für die kognitiven Fähigkeiten, so stellt man durchgängig eine hochsignifikante und mittelstarke Korrelation mit dem Lebensalter fest: Sowohl bei der Denkfähigkeit wie bei der kristallinen Intelligenz, beim Gedächtnis, der Wahrnehmungsgeschwindigkeit und bei der Wortflüssigkeit erzielen die 70- bis 75-Jährigen jeweils deutlich höhere Scores (zwischen 56 und 59 Punkten), wohingegen die über 95-Jährigen mit Punktwerten zwischen 43 und 45 jeweils substanziell geringere Werte aufweisen. Angesichts dieser Zusammenhänge stellt sich die Frage, ob dieser Rückgang der kognitiven Fähigkeiten – und insbesondere der Gedächtnisleistung – tatsächlich für den mit dem Alter ansteigenden Item-Nonresponse verantwortlich gemacht werden kann.

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Item-Nonresponse in einer Befragung von Alten und Hochbetagten

3 Ergebnisse 3.1 Anteil „Weiß nicht“-Antworten nach Alter Durchschnittlich werden von den Befragten 1,8% der administrierten Items nicht inhaltlich, sondern mit „weiß nicht“ beantwortet. Damit liegt dieser Anteil trotz des hohen Alters der Befragten im erwarteten Bereich (z. B. Slymen et al. 1994). Betrachtet man den Zusammenhang zwischen dem Lebensalter der Befragten und dem Item-Nonresponse („weiß nicht“), stellt man eine lineare Zunahme des Anteils von 0,8% bei den 70- bis 75-Jährigen bis zu 3,4% bei den über 95-Jährigen fest (Corr = 0,33, p < 0,001 für die ungruppierten Daten). Besonders ausgeprägt tritt dieser Alterseffekt bei Faktfragen (z. B. nach dem allgemeinen Schulabschluss) auf, bei denen durchschnittlich 4,3% mit „weiß nicht“ beantwortet werden: Während die 70- bis 75-Jährigen Faktfragen zu 2,1% unbeantwortet lassen, steigt der Anteil bis auf 7,4% bei den über 95-Jährigen an (Corr = 0,34, p < 0,001). Demgegenüber findet sich bei Verhaltensfragen (z. B. zur Kirchgangshäufigkeit) kein signifikanter Einfluss des Lebensalters auf den Anteil der unbeantworteten Fragen. Außerdem ist bei diesem Fragetyp der Anteil der unbeantworteten Items mit 0,6% insgesamt sehr niedrig. Anders stellt sich die Situation bei den Einstellungsfragen (z. B. zur gegenwärtigen Lebenszufriedenheit) dar: Hier werden durchschnittlich Tabelle 2: Anteil der mit „weiß nicht“ beantworteten Fragen nach dem Lebensalter (gruppiert) Altersgruppe 86–90 91–95 über 95 Alle

Corr

Eta2

70–75

76–80

81–85

„Weiß nicht“ gesamt

0,8%

0,9%

1,6%

1,7%

2,4%

3,4%

1,8%

0,33*** 0,11***

„Weiß nicht“ Fakten

2,1%

2,2%

3,7%

4,5%

6,2%

7,4%

4,3%

0,34*** 0,12***

„Weiß nicht“ Verhalten

0,5%

0,7%

0,2%

0,5%

0,2%

1,4%

0,6%

0,02

„Weiß nicht“ Einstellungen 0,5%

0,6%

1,1%

1,1%

1,6%

2,6%

1,2%

0,25*** 0,06***

0,02

Anmerkung: Berliner Altersstudie, Erstbefragung, Intensivprotokoll, n = 516, ungewichtete Daten, auf Basis von 165 aus dem Fragebogen ausgewählten sozialwissenschaftlichen Standard-Items. Pearson Corr wurden für die ungruppierten Altersdaten berechnet; Eta2 ist auf Basis der gruppierten Altersdaten ermittelt.

339

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1,2% der administrierten Items von den Befragten mit „weiß nicht“ beantwortet – doppelt so viel wie bei den Verhaltensfragen. Zudem lässt sich bei den Einstellungsfragen ein signifikanter Alterseffekt nachweisen, der in einer linearen Zunahme des Anteils der mit „weiß nicht“ beantworteten Fragen von 0,5% bei den 70- bis 75-Jährigen auf 2,6% bei den über 95-Jährigen zum Ausdruck kommt (Corr = 0,25, p < 0,001). Insgesamt zeigt sich eine klar erhöhte Item-Nonresponse-Quote bei den Faktfragen, wohingegen Einstellungsfragen und insbesondere Verhaltensfragen häufiger substanziell beantwortet werden können. Während sich die „Weiß nicht“-Quoten bei den Verhaltens- und Einstellungsfragen nicht signifikant voneinander unterscheiden, differieren beide statistisch gesichert von der entsprechenden Quote bei den Faktfragen (mindestens p < 0,01). Allerdings muss angemerkt werden, dass der Index für den Item-Nonresponse bei den Verhaltensfragen im Vergleich nur auf einer geringen Zahl von Items beruht. Außerdem sind diese Items nur in geringem Umfang auf Verhaltensweisen in der Vergangenheit bezogen, so dass Rückerinnerungsprobleme (die ja zu einem vermehrten Item-Nonresponse bei diesem Fragetype führen können) vermutlich nicht oder nur selten aufgetreten sind.

3.2 Anteil „weiß nicht“-Antworten nach kognitiven Fähigkeiten Die mit dem Alter zurückgehenden kognitiven Fähigkeiten korrelieren hochsignifikant und mittelstark mit dem Anteil der von den Befragten mit „weiß nicht“ beantworteten Fragen. Während in der Gruppe der Befragten mit den geringsten kognitiven Fähigkeiten jeweils Anteile von etwa 3% der Items unbeantwortet bleiben, sinkt der entsprechende Anteil in der Gruppe der Befragten mit gut ausgeprägten kognitiven Fähigkeiten auf deutlich unter 1% ab. Für die kristalline Intelligenz/Wissen (vgl. zu diesem und den folgenden Maßen die Kurzbeschreibungen in Tabelle 1, S. 338), die Wortflüssigkeit und die Wahrnehmungsgeschwindigkeit ist dieser Zusammenhang jeweils am stärksten ausgeprägt (jeweils Corr = –0,39, p < 0,001), wohingegen der Zusammenhang zwischen den Gedächtnisleistungen (Corr = –0,34, p < 0,001) und bei der Denkfähigkeit (Corr = –0,31, p < 0,001) etwas geringer ausfällt. Unabhängig von diesen Unterschieden im Detail bleibt festzuhalten, dass die fünf Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten negativ mit dem Item-Nonresponse korrelieren. Wegen des zuvor nachgewiesenen Zusammenhangs zwischen dem Alter und den kognitiven Fähigkeiten ist anzunehmen, dass diese einen Teil des beobachteten Effekts des Lebensalters auf den Item-Nonresponse zu erklären in der Lage sein sollten. Dies soll im Folgenden geprüft werden. 340

Item-Nonresponse in einer Befragung von Alten und Hochbetagten

3.3 Lebensalter, kognitive Fähigkeiten und Item-Nonresponse Betrachten wir zunächst den Zusammenhang zwischen der Gedächtnisleistung, dem Alter und dem Item-Nonresponse, so finden wir bei gleichzeitiger Kontrolle beider Variablen in ihrem Einfluss auf den Item-Nonresponse sowohl für das Alter wie auch für die verschiedenen Grade des Arbeitsgedächtnisses (Memory) signifikante Effekte in der erwarteten Richtung: Während der Effekt für die Gedächtnisleistung auf den Item-Nonresponse –0,33 (p < 0,001) beträgt, lässt sich für Personen mit gering ausgeprägtem Arbeitsgedächtnis ein abgeschwächter, aber immer noch signifikanter Effekt des Alters auf den Anteil der unbeantworteten Fragen nachweisen (Corr = –0,24, p < 0,01). Der Anteil des Item-Nonresponse steigt von 1,6% bei den 70- bis 75-Jährigen auf 4,3% bei den über 95-Jährigen an. Analoge Effekte in fast der gleichen Größenordnung finden wir auch bei Personen, die ein mittelstark ausgeprägtes Arbeitsgedächtnis (Memory) aufweisen (Corr = –0,21, p < 0,01) und bei Personen mit gutem Kurzzeitgedächtnis (Corr = –0,24, p < 0,01). Auch wenn diese Effekte auf unterschiedlichen Niveaus angesiedelt sind – bei den Personen mit niedrigem Arbeitsgedächtnis beträgt der durchschnittliche Nonresponse-Anteil 3,1%, während er bei Personen mit gutem Arbeitsgedächtnis lediglich 0,9% beträgt –, finden wir doch in etwa gleichstarke Alterseffekte in allen drei Gruppen. Damit lässt sich festhalten, dass der beobachtbare Effekt des Alters auf den Item-Nonresponse nicht allein auf die mit dem Alter sinkende Leistungsfähigkeit des Gedächtnisses zurückzuführen ist. Vielmehr bleibt auch bei Kontrolle der Gedächtnisleistung ein nennenswerter Alterseffekt erhalten. Tabelle 3: Item-Nonresponse (alle Fragetypen) bei Kontrolle des Alters (gruppiert) und der Gedächtnisleistung (gruppiert) GedächtAlter (gruppiert) nisleistung 70–75 76–80 81–85 86–90 91–95 über 95 Alle

Corr

Niedrig Mittel Hoch

–0,24** –0,21** –0,24**

Alle corr

1,6 1,1 0,5

2,0 0,8 0,7

2,0 1,5 1,3

0,8 0,9 1,6 –0,32** –0,22* –0,18

2,3 1,6 1,1

3,2 1,5 0,9

4,3 2,5 1,6

3,1 1,4 0,9

1,7 2,4 3,4 1,8 –0,33*** –0,24* –0,30** –0,31** –0,34***

Anmerkung: * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001. Die Korrelationen wurde auf Basis der ungruppierten Daten berechnet.

Ähnliche Befunde sind auch für die vier anderen Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten nachweisbar: Insbesondere bei der kristallinen Intelligenz und 341

Marek Fuchs

bei der Wahrnehmungsgeschwindigkeit finden sich Ergebnisse in etwa der gleichen Größenordnung und Struktur (ohne Tabelle). Auffällig ist hingegen, dass bei der Denkfähigkeit und bei der Wortflüssigkeit der Alterseffekt in der Gruppe der Personen mit stark ausgeprägten kognitiven Fähigkeiten verschwindet. Dies spricht dafür, dass bei Personen mit sehr guter Denkfähigkeit und hoher Wortflüssigkeit der negative Effekt des zunehmenden Lebensalters auf die Datenqualität nicht mehr beobachtbar bzw. in den vorliegenden Daten nicht als signifikant nachweisbar ist. Doch abgesehen von diesen Detailbefunden lässt sich bei Kontrolle der kognitiven Fähigkeiten durchweg ein nach wie vor signifikanter Alterseffekt in den Daten nachweisen. Um den gleichzeitigen Einfluss der fünf Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten auf den Anteil des Item-Nonresponse zu ermitteln und um ihr relatives Gewicht zu bestimmen, haben wir für den Gesamtwert für den ItemNonresponse (auf die Ganzzahl gerundeter Prozentwert der mit „Weiß nicht“ beantworteten Fragen) sowie für die drei verschiedenen Fragetypen (Faktfragen, Einstellungsfragen, Verhaltensfragen) jeweils Regressionsmodelle geschätzt (vgl. Tabelle 4), in die wir neben dem Lebensalter auch die Maße für die fünf Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten einbezogen haben (alle unabhängigen Variablen sind z-transformiert). Angesichts der beobachteten Abweichungen von der Normalverteilungsannahme bei der abhängigen Variable wurden Poisson-Regressionen berechnet. Tabelle 4: Regressionsmodelle für den Item-Nonresponse unter Berücksichtigung von Lebensalter und kognitiven Fähigkeiten Einstellungsfragen

Verhaltensfragen

Alle Fragen

0,17*** 0,06

0,30*** –0,11

0,05 0,47***

0,22*** –0,01

–0,16*** –0,15*** –0,25***

–0,05 0,09 –0,44***

0,23* –0,54*** –0,28*

–0,10 –0,02 –0,29***

–0,13*** 0,21

–0,20** 0,16

–0,43*** 0,07

–0,17** 0,17

Faktfragen Alter Denkfähigkeit Wahrnehmungsgeschwindigkeit Gedächtnis Wortflüssigkeit Wissen/kristalline Intelligenz Pseudo–R2

Anmerkung: Berliner Altersstudie, Erstbefragung, Intensivprotokoll, n = 516, ungewichtete Daten, auf Basis von 165 aus dem Fragebogen ausgewählten sozialwissenschaftlichen Standard-Items. Ausgewiesen sind Regressionskoeffizienten aus einer Poisson-Regression. * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001.

342

Item-Nonresponse in einer Befragung von Alten und Hochbetagten

Betrachtet man den Item-Nonresponse für alle Fragetypen zusammen (rechte Spalte), so berechnet sich auch bei Kontrolle der kognitiven Fähigkeiten ein signifikanter Effekt des Lebensalters auf den Item-Nonresponse (der Regressionskoeffizient beträgt 0,2, p < 0,001). Interessanterweise finden wir für die Denkfähigkeit und die Wahrnehmungsgeschwindigkeit sowie für die Gedächtnisleistung keine signifikanten Koeffizienten in dem Model. Lediglich für die kristalline Intelligenz (–0,17, p < 0,01) und für die Wortflüssigkeit (–0,29, p < 0,001) lassen sich signifikante Effekte aufweisen. Insbesondere die Tatsache, dass wir für die Gedächtnisleistung keine signifikanten Einflüsse bei Kontrolle der übrigen Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten und des Alters feststellen können, überrascht und widerspricht den in der Literatur dokumentierten Befunden. Eine Differenzierung nach Fragetypen bringt interessante Unterschiede ans Licht: So ergibt sich für die Verhaltensfragen kein zureichendes Regressionsmodell (Pseudo-R2 = 0,07), was aber vermutlich im Wesentlichen auf die geringe Anzahl der Items und damit auf eine vermutlich geringe Stabilität der „Weiß nicht“-Quote zurückzuführen ist (vgl. Kapitel 2). Nach diesem Modell hat die Denkfähigkeit einen stark positiven und das Arbeitsgedächtnis sowie die kristalline Intelligenz/das Wissen einen stark negativen Effekt auf den Non-Response. Die bei den Verhaltensfragen aufgeführten Regressionskoeffizienten sollten angesichts der geringen Modellgüte aber mit großer Vorsicht interpretiert werden. Anders stellt sich die Situation bei den Faktfragen dar: Hier finden wir bei Kontrolle der kognitiven Fähigkeiten einen signifikanten Alterseffekt, der jedoch von nachweisbaren Einflüssen der kristallinen Intelligenz sowie von der Wahrnehmungsgeschwindigkeit und der Wortflüssigkeit in der erwarteten Richtung begleitet wird (Pseudo-R2 = 0,21). Auffällig ist in diesem Modell, dass die Qualität des Kurzzeitgedächtnisses ebenfalls einen signifikant negativen Effekt auf die Höhe des Item-Nonresponse hat. Im Bereich der Einstellungsfragen lässt sich bei Kontrolle der kognitiven Fähigkeiten ebenfalls ein signifikanter Effekt des Lebensalters nachweisen; daneben sind lediglich für die kristalline Intelligenz und die Wortflüssigkeit signifikante Einflüsse sichtbar; das Arbeitsgedächtnis scheint keinen Effekt zu haben. Diese Ergebnisse legen den Schluss nahe, dass die rückläufigen kognitiven Fähigkeiten als Erklärung für das Auftreten von höherem Item-Nonresponse bei älteren Befragten – wenn überhaupt – für die Verhaltensfragen zuzutreffen scheinen. Hier können wir den Alterseffekt bei Kontrolle der kognitiven Fähigkeiten nicht mehr als signifikant nachweisen. Allerdings weist das Modell bei den Verhaltensfragen eine so geringe Güte auf, dass sich die Interpretation der Koeffizienten bei diesem Fragetyp verbietet. 343

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4 Diskussion Die vorliegenden Analysen zum Item-Nonresponse beruhen auf den Daten der Berliner Altersstudie – BASE (Mayer & Baltes 1996) und dabei insbesondere auf dem Intensivprotokoll in der Kernstichprobe von 516 nach Alter und Geschlecht geschichteten Befragten zwischen 70 und 100 Jahren. Die durchgeführte Erhebung beinhaltet eine umfassende Messung von fünf Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten der Befragten und einen face-to-face administrierten sozialwissenschaftlichen Fragebogen, der eine Fülle von üblicherweise in Umfragen verwendeten Frageformaten und Themen umfasst. 165 Items wurden aus dem Instrument für die vorliegende Analyse ausgewählt. Damit besteht die Möglichkeit, den Einfluss des Alters und der kognitiven Fähigkeiten auf das Ausmaß des Item-Nonresponse zu überprüfen. Ausgangspunkt und Arbeitshypothese für unsere Untersuchung war dabei die Annahme, dass der mit dem Alter steigende Item-Nonresponse im Wesentlichen auf die mit zunehmendem Lebensalter sinkende Kapazität des Gedächtnisses zurückgeführt werden kann. Die Ergebnisse zeigen zunächst den erwarteten Effekt, wonach der ItemNonresponse mit steigendem Lebensalter häufiger auftritt. Auch die kognitiven Fähigkeiten, die mit zunehmendem Lebensalter absinken, haben einen signifikant negativen Effekt auf den Item-Nonresponse: Je geringer ausgeprägt die fünf verschiedenen gemessenen Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten – Wissen/kristalline Intelligenz, Denkfähigkeit, Gedächtnis, Wahrnehmungsgeschwindigkeit und Wortflüssigkeit –, desto stärker ausgeprägt ist der Item-Nonresponse. Bei gleichzeitiger Kontrolle von Lebensalter und kognitiven Fähigkeiten finden wir Ergebnisse, die anzeigen, dass zumindest ein Teil des sichtbaren Effekts des Lebensalters auf den Item-Nonresponse tatsächlich durch die rückläufigen kognitiven Fähigkeiten erklärbar ist (der Alterseffekt für den Item-Nonresponse nimmt ab, wenn die verschiedenen Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten kontrolliert werden). Allerdings verschwindet der Alterseffekt nicht vollständig, sondern bleibt auch bei Kontrolle der kognitiven Fähigkeiten – wenn auch abgeschwächt – erhalten. Zudem scheint nicht allein die mit dem Alter absinkende Gedächtnisleistung für den Anstieg des Item-Nonresponse verantwortlich zu machen. Vielmehr finden wir in der bi-variaten Betrachtung neben dem Effekt der Gedächtnisleistung auch einen Einfluss der übrigen kognitiven Fähigkeiten, also von Wortflüssigkeit, kristalliner Intelligenz, Wahrnehmungsgeschwindigkeit und Denkfähigkeit auf den Item-Nonresponse. 344

Item-Nonresponse in einer Befragung von Alten und Hochbetagten

Allerdings ist zu berücksichtigen, dass die einzelnen Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten nicht sehr trennscharf gemessen wurden, so dass also jeder Score für die einzelnen Dimensionen zugleich auch in erheblichem Umfang „Fremddimensionen“ enthält. Eine genauere Analyse der Daten mit Hilfe von Regressionsmodellen verdeutlicht, dass der Kapazität des Arbeitsgedächtnisses bei Kontrolle der übrigen kognitiven Fähigkeiten nur bei den Faktfragen ein Effekt auf den Item-Nonresponse zukommt (und bei den Verhaltensfragen; aber dieses Ergebnis ist wegen der geringen Modellgüte von geringer Qualität). Bei den Einstellungsfragen und bei der Zusammenfassenden Betrachtung ohne Differenzierung nach Fragetyp gibt es hingegen keinen signifikanten Effekt des Gedächtnisses. Damit erscheint die in der Literatur vertretene These, wonach mit steigendem Alter insbesondere das rückläufige Arbeitsgedächtnis für die geringere Datenqualität verantwortlich gemacht wird, zumindest zweifelhaft. Nach den Befunden der Regressionsanalyse sind es – neben dem Alter der Befragten, das nach wie vor einen Effekt hat – vor allem die kristalline Intelligenz sowie die Wortflüssigkeit, die durchgängig negativ auf den Item-Nonresponse von Alten und Hochbetagten bei Fakt- und Einstellungsfragen einwirken (bei den Faktfragen kommt noch die Wahrnehmungsgeschwindigkeit hinzu). Damit soll der Einfluss der mit dem Alter sinkenden kognitiven Fähigkeiten auf die Datenqualität nicht grundsätzlich in Frage gestellt werden und es soll ebenfalls nicht bestritten werden, dass ein Teil des Alterseffekts bei der Datenqualität durch den Rückgang jener kognitiver Fähigkeiten hervorgerufen wird. Jedoch werfen die vorliegenden Befunde die Frage auf, ob es tatsächlich das Arbeitsgedächtnis ist, dem der größte Einfluss bei der Erklärung dieses Alterseffekts zugemessen werden muss. Die Befunde regen zu der Vermutung an, dass nicht alle Phasen des Frage-Antwort-Prozesses (z. B. Sudman & Bradburn & Schwarz 1996, 58)2 in gleicher Weise durch den Rückgang der kognitiven Fähigkeiten tangiert werden. Die Bedeutung der Wortflüssigkeit legt den Schluss nahe, dass es vor allem die Stufe des Formatierens bzw. Berichtens der Antwort ist, in der die Befragten aufgrund mangelnder Wortflüssigkeit Probleme haben. Dass zudem die kristalline Intelligenz/das Wissen negativ mit dem Item-Nonresponse korreliert, lässt zwei verschiedene Interpretationen zu: Einerseits ist denkbar, dass den Befragten tatsächlich die substanziellen Kenntnisse zur Beantwortung der Fragen fehlen; andererseits kann das Problem aber auch schon beim Frageverständnis entstehen, weil die notwendigen Wissensbestände bei der Dekodierung und Interpretation der Fragen nicht oder nur eingeschränkt zur Verfügung stehen. Die Tatsache, dass das Arbeitsgedächtnis den Nonresponse bei den Faktfragen mitbestimmt, nicht aber bei den 345

Marek Fuchs

Einstellungsfragen, deutet darauf hin, dass es weniger die aufgrund der mangelnden Gedächtnisleistung eingeschränkte Fähigkeit der alten und hochbetagten Befragte ist, sich den Fragetext zu merken, als vielmehr die geringer werdende Fähigkeit, die zur Beantwortung der Fragen erforderlichen Fakten und Tatsachen zu erinnern. Denn während die Antworten zu Faktfragen tatsächlich erinnert werden müssen, können die Reaktionen auf Einstellungsfragen auch situativ generiert werden. Einschränkend soll angemerkt werden, dass die vorliegenden Daten in mancherlei Hinsicht nur von begrenzter Aussagekraft sind: So ist zunächst anzumerken, dass die fünf Dimensionen der kognitiven Fähigkeiten zwar einzeln sehr gründlich durch zwei bis drei Standardtests erhoben wurden, dass aber andererseits starke Co-Varianzen zwischen den fünf Dimensionen bestehen, die Zweifel an der Trennschärfe der im einzelnen verwendeten Indikatoren aufkommen (vgl. hierzu auch schon die Analysen von Reischies & Lindenberger 1996) und die Ergebnisse der hier präsentierten Regressionen wegen der Multikolliniarität als potenziell problematisch erscheinen lassen. Außerdem ist zu bedenken, dass die Stichprobe mit 516 Befragten vergleichsweise klein ist und dass die Teilnehmer vor Beginn der Untersuchung auf Ihre Fähigkeit hin gescreent wurden (vgl. die Ausführungen in Kapitel 2), an einer Befragung teilzunehmen, was bei der Generalisierung der Befunde zu bedenken ist. In unseren weiteren Arbeiten mit den vorliegenden Daten wollen wir insbesondere die individuelle Entwicklung der kognitiven Fähigkeiten im Zeitverlauf mit der Entwicklung der Datenqualität in Beziehung setzen. Dazu wollen wir die Daten aus den weiteren Wellen der BASE-Studie heranziehen, deren Panel-Design uns die Voraussetzungen für eine solche Analyse bietet. Außerdem wollen wir neben dem Item-Nonresponse weitere Indikatoren für die Datenqualität heranziehen, wozu insbesondere die Nutzung einer „Short Scale“ (einer vereinfachten Antwortskala bei Fragen mit mehrstufigem Antwortkontinuum) gehört sowie die Maße für den Extremity-Bias (z. B. Greenleaf 1992) und für den Degree of Differentiation (McCarty & Shrum 2000). Doch können auch mit diesen weiteren Maßen für die Datenqualität die einzelnen Phasen des Frage-Antwort-Prozesses nur unzureichend abgebildet werden. Daher wäre die Durchführung von Split-Experimenten in einem Survey-Setting zu wünschen, deren Ergebnisse bei altersdifferenzierter Betrachtung und bei Kontrolle der gründlich zu messenden kognitiven Fähigkeiten Rückschlüsse auf altersbedingte Veränderungen einzelner Phasen des Frage-Antwort-Prozesses zulassen würden. Von großer Bedeutung sind im Zusammenhang mit dem Einfluss des Lebensalters auf die Datenqualität auch Interviewereffekte. In der Literatur ist 346

Item-Nonresponse in einer Befragung von Alten und Hochbetagten

gut dokumentiert, dass soziodemografische und soziokulturelle Merkmale des Interviewers in Interaktion mit den entsprechenden Merkmalen des Befragten zu erheblichen Verzerrungen in den Daten führen können (FloresMarcias & Lawson 2008; Mensch & Kandel 1988). Mit Blick auf den ItemNonresponse bleibt daher zu fragen, zu welchem Anteil die unterschiedlichen „Weiß nicht“-Anteile auf spezifische Stile oder Eigentümlichkeiten der im Interview im Einzelnen eingesetzten Interviewer zurückzuführen sind. Weitere Forschungen in diesem Bereich scheinen unabdingbar, um in einer zunehmend alternden Gesellschaft der älter werdenden Population mit angemessenen Messverfahren gegenübertreten zu können und um zu verhindern, dass spezifische Messfehler bei Alten und Hochbetagten ignoriert oder als kohortenspezifische substanzielle Antworten und damit u. U. als substanzielle Unterschiede zwischen alten und jungen Befragten interpretiert werden.

Anmerkungen *

Ich danke David Spindeler und Arne Hendrik Schulz für ihre Zuarbeiten bei der Datenaufbereitung. 1 Als hochbetagt gelten Personen über 90 Jahre; als alt werden nach verschiedenen Abgrenzungen entweder Personen ab 60, 65 oder 70 Jahre bezeichnet. Die hier vorgelegte Analyse bezieht sich auf Personen ab 70 Jahre. 2 Der Frage-Antwort-Prozess besteht nach einem gängigen Modell aus 4 Phasen: Der Befragte muss die Frage verstehen, eine Antwort generieren, die Antwort formatieren und seine Antwort ggf. editieren (Sudman et al. 1996, 58 ff.).

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5 Herausforderungen der Großforschung

Anja Kettner, Michael Stops

Anja Kettner, Michael Stops

Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich? Zusammenfassung Informationen über die Zahl der offenen Stellen und ihre Struktur sind für die Arbeitsmarktforschung von hoher Relevanz. Seit einiger Zeit veröffentlicht die Europäische Kommission (EUROSTAT) Daten für einen Teil der europäischen Länder. Ein genauer Blick auf diese Daten zeigt allerdings, dass sie für Vergleiche nationaler Arbeitsmärkte und nationaler Arbeitsmarktpolitiken derzeit kaum geeignet sind. Nicht nur die statistischen Definitionen und eingesetzten Methoden unterscheiden sich beträchtlich, auch die Qualität der erhobenen Daten muss für einen Teil der Länder angezweifelt werden. Die Hauptursachen dürften in den hohen Kosten von repräsentativen Befragungen sowie in der fehlenden Qualitätsprüfung auf nationaler Ebene liegen. Das vorliegende Papier präsentiert die jüngsten Entwicklungen bei der Erfassung des Arbeitskräftebedarfs in Europa und klärt über Schwächen des verfügbaren Datenmaterials anhand von Beispielen auf.

Abstract On the Comparability of European Job Vacancy Surveys Data on open job vacancies are highly relevant for labour market research. Recently they have been published by the European Commission (EUROSTAT) for most European countries. The data are usually collected by business surveys. A closer look at them shows that at the present an international comparison of vacancy data or even their interpretation with regard to national labour market policies does not stand on a reliable base. The statistical delimitations and methods are very different; in some cases the data quality must be doubted. One reason lies in the tremendous costs of these surveys. Another one is the lack of quality measurement at national level. This paper shows the progress done with national job vacancy statistics in Europe and explains the weaknesses of the available data material on the basis of examples.

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Anja Kettner, Michael Stops

1 Einleitung Im Juli 2006 überschrieb ein Wirtschaftsforschungsinstitut einen Artikel mit „Offene Stellen – Ein deutsches Problem“ (IW 2006). Ein Vergleich der Vakanzraten von 13 europäischen Ländern zeigte für Deutschland die höchste Vakanzrate mit 3,2 Prozent. Sie war damit mehr als sechs Mal so hoch wie die jeweiligen Raten von Frankreich und Portugal und anderthalbfach so hoch wie die Rate von Großbritannien. Die Vakanzrate bezeichnet das Verhältnis zwischen der Zahl der offenen Stellen (hier bezeichnet mit Vakanzen) und der gesamten Arbeitsnachfrage, die sich aus der Summe von Beschäftigten und Vakanzen ergibt. Das Ergebnis des Vergleichs wurde von den Autoren als ein Signal für die Ineffizienz der deutschen Arbeitsvermittlung und für eine zu geringe Motivation von Langzeitarbeitslosen und älteren Arbeitnehmern in Deutschland gewertet. Nirgendwo sonst in Europa gäbe es mehr offene Stellen bei gleichzeitig hoher Arbeitslosigkeit. Ein genauer Blick auf die verwendeten Daten zeigt jedoch, dass ein solch einfacher Vergleich keine fundierten Aussagen zulässt. Zwar veröffentlicht EUROSTAT, das statistische Amt der Europäischen Kommission, seit einigen Jahren die Zahl der Vakanzen und die Vakanzraten für eine zunehmende Anzahl von Ländern. Jedoch sind diese Daten zum jetzigen Zeitpunkt nur bedingt vergleichbar. Die Definition einer Vakanz, die Art der Datenerfassung sowie ihre Reichweite hinsichtlich der einbezogenen Wirtschaftssektoren und Betriebe, die Methoden der Stichprobenziehung, Hochrechnung und Fehlerrechnung sowie ganz praktische Aspekte bei der Datenerhebung unterscheiden sich beträchtlich. Zudem erfordert die Interpretation von Vakanzdaten insbesondere im internationalen Vergleich die Berücksichtigung der Besonderheiten der nationalen Arbeitsmärkte und der jeweiligen Arbeitsmarktpolitik. Im folgenden Abschnitt erläutern wir zunächst die Bedeutung valider Vakanzdaten für die Interpretation der Funktionsweise von Arbeitsmärkten. Abschnitt 3 beschreibt, warum die Erhebung entsprechender Daten in den meisten europäischen Ländern erst kürzlich begann, welche unterschiedlichen Wege die europäischen Länder dabei gehen und wie die verfügbaren Daten veröffentlicht werden. In Abschnitt 4 erklären wir relevante Unterschiede zwischen den nationalen Erhebungen und diskutieren ihre Konsequenzen anhand von Beispielen. Abschnitt 5 zeigt, welche zusätzlichen Informationen notwendig sind, um Vakanzdaten interpretieren zu können. 354

Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich?

2 Ökonomische Forschung und Vakanzdaten 2.1 Matchingfunktionen und Beveridgekurven Für das Verständnis der Funktionsweise des Arbeitsmarktes sind detaillierte Informationen über die Angebots- und die Nachfrageseite des Arbeitsmarktes notwendig. Das Arbeitsangebot besteht aus der Zahl der beschäftigten Arbeitnehmer und der Arbeitslosen (Blanchard & Diamond 1989). Sie sind in den amtlichen nationalen Statistiken detailliert erfasst. Die Arbeitsnachfrage besteht aus der Zahl der beschäftigten Arbeitnehmer und der Zahl der Vakanzen. Die Vakanzen werden auch als ungedeckte Arbeitsnachfrage bezeichnet. Es handelt sich um Stellen, für die Betriebe die Einstellung einer Person planen und für die sie nach Kandidaten suchen (NBER 1966; Muysken 1994). Die Stellen können neu geschaffen werden oder bereits vorhanden und noch von einer anderen Mitarbeiterin oder einem anderen Mitarbeiter besetzt sein. Vollständige Daten über die Zahl der Vakanzen waren bislang in den amtlichen nationalen Statistiken nicht verfügbar. In der ökonomischen Forschung sind Vakanzen und Arbeitslose die Haupteinflussfaktoren in aggregierten Matchingfunktionen (vgl. Übersichten zu Theorie und Empirie von Matchingfunktionen z. B. in Petrongolo & Pissarides 2001; Shimer 2007; Yashiv 2007). Demnach hängt die Zahl der Neueinstellungen (Matches) M zu einem bestimmten Zeitpunkt von einer Matchingfunktion m(.) ab, in die Vakanzen V und Arbeitslose U als wichtigste erklärende Variablen einfließen. Zusätzlich wird die Wahrscheinlichkeit, dass eine Vakanz besetzt wird und ein Arbeitsloser eine neue Beschäftigung findet, damit auch die Dauer der Vakanz und der Arbeitslosigkeit durch das Suchverhalten von Arbeitslosen und Betrieben sowie durch die Eigenschaften der zu besetzenden Stelle und die allgemeine ökonomische Situation beeinflusst. Die Qualität der Matches kann mit Hilfe der Beveridgekurve untersucht werden (Layard & Nickel & Jackman 2005; Blanchard 2006). Arbeitslosenund Vakanzraten gleicher Stichtage werden dabei gegeneinander abgetragen und in chronologischer Reihenfolge miteinander verbunden (vgl. auch den folgenden Abschnitt). In der Vergangenheit wurde in den meisten europäischen Ländern eine Rechtsverschiebung der Beveridgekurve beobachtet: Die Arbeitslosenraten haben in der Tendenz zugenommen, während die Vakanzraten zeitweise gestiegen und zeitweise gesunken sind. Die langfristige Verschiebung deutet auf einen langsamer bzw. ineffizienter ablaufenden Matchingprozess hin. Ökonomen versuchen zu bestimmen, ob die Ursache 355

Anja Kettner, Michael Stops

in einem zunehmenden Mismatch zwischen Arbeitsnachfrage und Arbeitsangebot liegt, beispielsweise bedingt durch Unterschiede zwischen nachgefragten und angebotenen Qualifikationen, oder ob andere Gründe, wie die Ausgestaltung staatlicher Transferzahlungen, dafür verantwortlich sind (Petrongolo & Pissarides 2001). Hinter den empirischen Arbeiten über Matching-Funktionen und Beveridgekurven verbirgt sich ein bedeutendes Problem:

2.2 Bisher: Beschränkung der Forschung durch unvollständige Vakanzdaten Die meisten empirischen Analysen verwenden nicht die gesamte Zahl der Vakanzen, sondern nur den Anteil, den Unternehmen bei der öffentlichen Arbeitsverwaltung gemeldet haben. Über diese gemeldeten Stellen liegen umfangreiche Daten auf Monatsbasis vor, während es in den meisten Ländern in der Vergangenheit keine Daten über die Gesamtzahl der Stellenangebote gab (siehe Abschnitt 3). Damit bleibt in den empirischen Arbeiten ein großer Teil der ungedeckten Arbeitsnachfrage – die nicht gemeldeten Stellen – unberücksichtigt. Die Zahl der gemeldeten Stellen hängt vom Meldeverhalten der Betriebe ab. Es unterscheidet sich zwischen Sektoren und Regionen und verändert sich über die Zeit hinweg (Yashiv 2000; Jackman & Layard & Pissarides 1989; Kettner & Spitznagel 2008). In vielen Ländern sind die Betriebe nicht verpflichtet, ihre offenen Stellen zu melden. Aber auch wenn sie verpflichtet sind, darf bezweifelt werden, ob sie es in jedem Falle tun, insbesondere dann, wenn sie informelle Wege der Bewerbersuche gehen wollen. Die Zahl der gemeldeten offenen Stellen ist keineswegs repräsentativ für alle offenen Stellen. Abbildung 1 zeigt die Beveridgekurven für West- und Ostdeutschland. Dabei sind die einfließenden Vakanzraten zum einen auf Basis der Zahl aller Vakanzen1 berechnet (durchgezogene Kurve), zum anderen sind sie berechnet auf Basis der gemeldeten Vakanzen (gestrichelte Kurve). Abb 01 Alle Kurven zeigen eine typische Schleifenform, die durch konjunkturelle Einflüsse erklärt werden kann (Börsch-Supan 1991). Abhängig von der verwendeten Vakanzrate (auf Basis aller Vakanzen oder nur auf Basis der gemeldeten Vakanzen) zeigen sich jedoch beachtliche Unterschiede hinsichtlich Lage und Steigung der Kurve. Damit stellt sich die Frage, inwieweit sich die Ergebnisse ökonomischer Studien, die nur die gemeldeten Vakanzen berücksichtigen, verändern, wenn sie stattdessen die Zahl aller Vakanzen verwendeten: 356

Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich?

Abbildung 1a und 1b: Beveridge-Kurven für (a) West- und (b) Ostdeutschland 1995–2007, jeweils 4. Quartal. Durchgezogene Kurve: alle Vakanzen berücksichtigt, gestrichelte Kurve: nur gemeldete Vakanzen berücksichtigt 4,5 2000

4,0 2006 2007

3,5

1999

2005

Vakanzrate in %

2001

1998

3,0

2002

2003

2,5

1997

1995

1996 2004

2,0 2007

2006

1,5

2000 1999 2001

2005

1998

2002

1,0

1995

1997 1996

2003 2004

0,5 0,0 7,0

7,5

8,0

8,5

9,0

9,5

10,0 10,5 11,0

Arbeitslosenrate in %

1a) Westdeutschland 5,0 2006

4,5 4,0 2007

Vakanzrate in %

3,5 3,0

1998 1995

1996 2000

2001

2,0 1,5

2002 2003

2006

2004

2007 1998

1,0 0,5

2005

1999

1997

2,5

2005 1999 2001

1997

2000 1995

1996

2002 2003 2004

0,0 13,0 14,0 15,0 16,0 17,0 18,0 19,0 20,0 21,0 Arbeitslosenrate in %

1b) Ostdeutschland Quelle: IAB-Erhebung des gesamtwirtschaftlichen Stellenangebotes 1995–2007, Statistik der Bundesagentur für Arbeit2

357

Anja Kettner, Michael Stops

Betriebe treffen eine Entscheidung, welche Stellen sie der öffentlichen Arbeitsvermittlung melden und welche nicht. Beispielsweise zeigt die deutsche Erhebung des gesamtwirtschaftlichen Stellenangebots, in der alle Stellenangebote erfasst sind, dass während der vergangenen drei Jahre die Meldequote der sofort zu besetzenden Stellen für Geringqualifizierte bei über 70 Prozent lag, bei den Stellen für Akademiker betrug sie dagegen nur 35 Prozent. Unter den Arbeitslosen haben ca. 38 Prozent keine Berufsausbildung3; bei den Langzeitarbeitslosen ist der Anteil noch höher. Betriebe können also davon ausgehen, dass sie unter den registrierten Arbeitslosen seltener hoch qualifizierte Bewerber finden. Sie schätzen bei höheren Qualifikationen deshalb andere Rekrutierungswege – beispielsweise die Bewerbersuche per Internet oder durch Stellenanzeigen in Zeitungen – als effizienter ein. Wenn aber Betriebe der öffentlichen Vermittlung vor allem Stellen mit niedrigerem Qualifikationsniveau melden und es gleichzeitig unter den Arbeitslosen einen hohen Anteil niedriger Qualifikationen gibt, so ergibt sich in Matchingfunktionen, die nur die gemeldeten Stellen berücksichtigen, eine große Zahl von Matches bzw. eine hohe Matchingrate. In abgeleiteten Beveridgekurven zeigt sich dann beispielsweise kein oder nur ein geringer Einfluss eines qualifikationsbedingten Mismatches zwischen Arbeitsangebot und Arbeitsnachfrage. Einige Autoren versuchen, die Zahl der gemeldeten Stellen durch die Nutzung von Daten über erfolgte Neueinstellungen zu korrigieren (Jackmann & Layard & Pissarides 1989 für Großbritannien; Franz & Smolny 1994 für Deutschland). Jedoch ist das Verhältnis zwischen Neueinstellungen und Vakanzen solange unbekannt, solange man nicht weiß, wie hoch die Zahl der Vakanzen ist. Nicht jede Vakanz führt zu einer Neueinstellung, zum Beispiel wenn kein passender Bewerber gefunden werden kann oder wenn es während der Bewerbersuche zu inner- oder außerbetrieblichen Veränderungen kommt, die zum Abbruch der Bewerbersuche und zum Streichen der Vakanz führen. Der wesentliche Grund für diese Restriktionen in der empirischen Arbeit liegt in der Nichtverfügbarkeit von Daten über das gesamte Stellenangebot. Blanchard schrieb dazu: „It has proven hard to learn much from the shifts in the Beveridge curve across countries; one reason may be that data on vacancies are often of poor quality . . .“ (Blanchard 2006, 30). Der folgende Abschnitt beschreibt, warum entsprechende Daten in der Vergangenheit kaum verfügbar waren und welche Fortschritte die Europäischen Länder derzeit bei der Erhebung und Veröffentlichung solcher Daten machen. 358

Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich?

3 Die Entwicklung von Stellenangebotserhebungen in Europa 3.1 Die Vergangenheit In den 1960er Jahren herrschte in Europa nahezu Vollbeschäftigung und die Frage, wie Arbeitslose wieder eine Beschäftigung finden können, hatte eher geringe Bedeutung. In den westeuropäischen Ländern wurden Daten über die gemeldeten offenen Stellen gesammelt, Informationen über Zahl und Struktur des gesamten Stellenangebots gab es dagegen nicht (NBER 1966). Mit Beginn der 1970er Jahre ging die industrielle Massenfertigung in Europa zurück, gefolgt von hohen Arbeitslosenraten, insbesondere bei Personen mit niedriger Qualifikation. Auch die durchschnittliche Dauer der Arbeitslosigkeit nahm zu. Ende der 1980er nahm aufgrund der weltpolitischen Veränderungen der internationale Lohnwettbewerb weiter zu und verlangte strukturelle Veränderungen in den europäischen Ländern. Nahezu überall waren die 1990er Jahre durch hohe Arbeitslosenraten und eine gleichzeitig schwache wirtschaftliche Entwicklung gekennzeichnet. Eine zentrale Frage war und ist noch immer: Wie groß ist der gesamtwirtschaftliche Arbeitskräftebedarf, welche Struktur hat er (hinsichtlich der Qualifikationen, Berufe, Regionen), und wie wird er sich weiter entwickeln? Wie kann es gelingen, Arbeitslose und offene Stellen passend und schnell zusammen zu bringen? In welche Qualifizierungsmaßnahmen muss die öffentliche Arbeitsverwaltung bei den Arbeitslosen investieren? Um diese Fragen beantworten zu können, müssen Ökonomen den Arbeitsmarkt unter Berücksichtigung beider Marktseiten, also des Arbeitsangebots und der Arbeitsnachfrage, analysieren. Jedoch sammelten noch Mitte der 1990er Jahre nur wenige Länder Daten über die gesamte ungedeckte Arbeitsnachfrage (bspw. die Niederlande bereits seit 1976 oder Deutschland seit 1989). Zunehmend wurde die mangelnde Repräsentativität der gemeldeten Stellen für die gesamte ungedeckte Arbeitsnachfrage diskutiert. So hat sich das Internet als eine neue und preiswerte Möglichkeit für die Personalsuche entwickelt, während die traditionellen Suchwege, wie auch die Einschaltung der öffentlichen Vermittlungseinrichtungen, weniger genutzt wurden.

359

Anja Kettner, Michael Stops

3.2 Die aktuelle Entwicklung Nach langer Vorarbeit einigten sich die Europäischen Länder im März 2002 auf das Ziel, vierteljährlich nationale Daten über die Zahl der Vakanzen und die Vakanzraten zur Verfügung zu stellen. Dafür sollten neue Betriebsbefragungen implementiert, bestehende Befragungen erweitert oder administrative Datenquellen genutzt werden. Eine neu gegründete Task-Force entwickelte eine Definition für Vakanzen und diskutierte das notwendige Aggregationsniveau der Daten. Dies war nicht trivial, da die Vorstellungen der Europäischen Kommission und der Europäischen Zentralbank hinsichtlich der Gliederung nach Sektoren, Berufen und Regionen weit über das hinausgingen, was die Länder als machbar ansahen. Betriebsbefragungen über offene Stellen sind sehr kostenintensiv, denn nur ein geringer Teil aller befragten Betriebe hat zum Befragungszeitpunkt eine oder mehrere offene Stellen. Für die Hochrechnung auf die Gesamtwirtschaft müssen deshalb ausreichend viele Betriebe befragt werden. Je größer die geplante Disaggregation der Daten ist, desto größer sind die Befragungskosten. Kosten-Nutzen-Analysen zeigten, wie viel eine zusätzliche Frage an die Betriebe kosten würde. So müssten beispielsweise zwei statt einer Frage gestellt werden, wenn man die offenen Stellen nach befristeten und unbefristeten Stellenangeboten unterscheiden möchte. Außerdem wurde ermittelt, in welchem Maße die Kosten steigen würden, wenn Fragen zu Berufen eingeführt würden und wenn die Daten unterteilt nach Regionen ausgewiesen werden müssten. So kam es letztlich zu einer Einigung der europäischen Länder darüber, die Zahl der Vakanzen und die Vakanzraten für 21 Wirtschaftssektoren (NACE Rev. 2) nach zwei Größenklassen (weniger als 10 Beschäftigte, 10 und mehr) auszuweisen. Die Disaggregation nach Regionen und Berufen kann auf freiwilliger Basis erfolgen. Im Moment wird die von der Mehrheit der Länder befürwortete Regelung im europäischen Parlament verhandelt.4 Entsprechend dieser Regelung müssen ab dem Jahr 2010 alle Länder Quartalsdaten liefern. Derzeit ermitteln alle europäischen Länder außer Dänemark, Irland, Malta und Österreich Vakanzdaten. Überwiegend werden Betriebsbefragungen genutzt. Lediglich Belgien, die Tschechische Republik, Luxemburg und Slowenien nutzen administrative Daten zu gemeldeten offenen Stellen, die dort also als repräsentativ für das gesamtwirtschaftliche Stellenangebot angenommen werden. Sechs Länder veröffentlichen ihre Ergebnisse aufgrund von Zweifeln an der Qualität der Daten bislang nicht. Im Internetportal von Eurostat5 veröffentlichen derzeit 17 Länder ihre Daten. 360

Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich?

Die Europäische Zentralbank berechnet einen europäischen Durchschnitt der Vakanzraten auf Basis der verfügbaren Daten und Schätzungen für die Länder, die keine Daten liefern. Je höher der Anteil der einfließenden Schätzungen ist, desto stärker ist auch das europäische Ergebnis mit Unsicherheiten behaftet. Tabelle 1 führt die Länder auf, die für bestimmte Kennzahlen zwischen dem ersten Quartal 2001 und dem vierten Quartal 2007 keine Daten ausweisen. Die übrigen Länder bieten innerhalb dieses Zeitraumes Daten für alle Kennzahlen an (außer denjenigen, die noch keine Erhebungen durchführen). Tabelle 1: Länder, die für bestimmte Kennzahlen keine Daten bereitgestellt haben, ab 2001 bis zum aktuellen Stand (derzeit 2007) Kennzahl

Land

Vakanzen, insgesamt, quartalsweise und jährlich

Belgien, Frankreich, Italien, Ungarn, Polen

Vakanzen, 10 oder mehr Beschäftigte

Belgien, Frankreich, Luxemburg, Ungarn, Polen, Großbritannien

besetzte Stellen

Belgien, Dänemark, Frankreich, Italien, Ungarn, Niederlande, Polen

besetzte Stellen, 10 oder mehr Beschäftigte

Belgien, Frankreich, Luxemburg, Ungarn, Niederlande, Polen, Großbritannien

Vakanzrate

Frankreich, Italien

Vakanzrate, 10 oder mehr Beschäftigte

Belgien, Luxemburg, Niederlande, Großbritannien

Quelle: EUROSTAT (März 2008)

In Abbildung 2 sind die publizierten Vakanzraten von 7 ausgewählten Ländern dargestellt. Es zeigt sich eine hohe absolute Differenz zwischen den Ländern, ebenso eine unterschiedlich starke Variation im Zeitverlauf. Es stellt sich die Frage: Sind diese nationalen Daten miteinander vergleichbar? Der folgende Abschnitt macht deutlich, wie sich Begriffsdefinitionen, die Einbeziehung der Wirtschaftszweige und Betriebsgrößenklassen, Referenzzeitpunkte, Hochrechnung und Qualitätssicherung bislang unterscheiden und welche Implikationen diese Unterschiede für die Interpretation der Daten haben.abb02 361

Anja Kettner, Michael Stops

Abbildung 2: Vakanzraten nach Quartalen 4,5

4,0

3,5

vacancy rate (%)

3,0

2,5

2,0

1,5

1,0

0,5

Netherlands

Finland

United Kingdom

7 00

IV ./2

7

00 7

00 II. /2

III ./2

6

07

00

I./ 20

00 6

6

Germany

Romania

IV ./2

00 II. /2

Bulgaria

III ./2

5

06

00

I./ 20

IV ./2

5

00 5

00 II. /2

III ./2

4

05

00

I./ 20

4

00 4

IV ./2

00 II. /2

III ./2

3

04 I./ 20

00 3

00

IV ./2

00 3 II. /2

III ./2

2

03

00

I./ 20

2

00 2

IV ./2

00 II. /2

III ./2

I./ 20

02

0,0

Portugal

Quelle: EUROSTAT (März 2008)

4 Ein Vergleich der vorliegenden Erhebungen 4.1 Vorbemerkungen Im Folgenden soll eine Übersicht über die wichtigsten Unterschiede zwischen den nationalen Erhebungen offener Stellen in Europa gegeben werden. Offizielle Publikationen über das Vorgehen in den einzelnen Ländern sind kaum zugänglich. Deshalb wurden vor allem Informationen aus internen Papieren der Task Force on Job Vacancy Statistics verwendet sowie verfügbare Dokumente einzelner Länder. Mehrere Formen der Betriebsbefragung werden genutzt: schriftliche und elektronische Fragebögen, Telefoninterviews und die direkte Dateneingabe durch den Betrieb am Telefon.

4.2 Begriffsdefinition Die europäischen Länder haben sich auf folgende Definition für eine Vakanz geeinigt: 362

Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich?

A job vacancy is defined as a post – newly created, unoccupied or about to become vacant – for which the employer (i) is taking active steps to find a suitable candidate from outside the enterprise concerned and is prepared to take more steps and (ii) intends to fill either immediately or in the near future.

Die Konkretisierungen (i) und (ii) sind von hoher Bedeutung: Vakanzen, die nur betriebsintern ausgeschrieben werden, sind für den Großteil der Arbeitssuchenden nicht relevant, sondern nur für die Beschäftigten, die innerhalb eines Betriebes ihre Position verändern wollen. Zwar induziert eine betriebsinterne Vakanz langfristig eine „externe“ Vakanz für die letzte Stelle in der betriebsinternen (Nach-)Besetzungskette, zumindest so lange wie sich im Betrieb die Zahl der Beschäftigten sowie die Berufsstruktur nicht verändern. In der kurzen Frist verändert sich die Zahl der unbesetzten Stellen durch einen Wechsel von Beschäftigung in Beschäftigung jedoch nicht. Die Niederlande sind ein Beispiel für ein Land, das interne Vakanzen in der Datenerhebung einschließt. Ohne entsprechende Korrektur ist die niederländische Vakanzrate somit nicht vergleichbar mit den Raten der Länder, die keine betriebsinternen Vakanzen und damit niedrigere Vakanzraten ausweisen. Eine Korrektur muss auch dann vorgenommen werden, wenn Länder verglichen werden sollen, die Vakanzdaten mit unterschiedlichem Zeitbezug erheben. Bislang wurde der Ausdruck „immediately or in the near future“ noch nicht näher definiert. Viele Länder weisen alle Vakanzen unabhängig vom gewünschten Zeitpunkt der Stellenbesetzung aus. Deutschland unterscheidet zwischen sofort zu besetzenden und später zu besetzenden Stellen. Griechenland und Spanien sammeln ausschließlich Daten über Vakanzen, die während der nächsten drei Monate besetzt werden sollen. Manche Länder, bspw. Finnland, schließen kurz befristete Vakanzen aus. Offene Stellen können von Arbeitslosen oder von arbeitssuchenden Beschäftigten besetzt werden. Für Letztere dürften Stellen interessant sein, die erst in einigen Monaten besetzt werden sollen, weil Kündigungsfristen eingehalten werden müssen. Für die Arbeitslosen sind diese Stellen weniger interessant als die kurzfristig zu besetzenden Stellen. Die öffentlichen Arbeitsverwaltungen veranlassen sie, möglichst frühzeitig eine neue Beschäftigung zu suchen bzw. aufzunehmen. Stellt man die Arbeitslosen auf der einen Seite und die offenen Stellen auf der anderen Seite gegenüber, um Ausgleichsprozesse am Arbeitsmarkt zu beurteilen, sollten deshalb nur die kurzfristig zu besetzenden offenen Stellen verwendet werden. Bisher ungeklärt ist, ob offene Stellen, die staatlich finanziert werden, wie beispielsweise die sogenannten Ein-Euro-Jobs in Deutschland, erfasst werden sollen oder nicht. Grundsätzlich gehören sie zur Arbeitsnachfrage. Des363

Anja Kettner, Michael Stops

halb sind sie in der deutschen Befragung enthalten, werden aber gesondert ausgewiesen. Ohne Berücksichtigung dieser Stellen hätte sich die deutsche Vakanzrate zwischen 2004 und 2005 nur auf 2,8 Prozent statt auf 3,2 Prozent erhöht. Informationen, inwieweit solche Stellen in anderen Ländern als Teil der Arbeitsnachfrage erfasst werden, liegen nicht vor.

4.3 Reichweite der Befragungen Grundsätzlich muss in der Stichprobe für eine Betriebsbefragung die Struktur der Volkswirtschaft repräsentativ abgebildet sein (Cochran 1977; Särndal & Swensson & Wretman 1992). Kleine Betriebe mit weniger als 10 Beschäftigten haben eine geringe Wahrscheinlichkeit, dass sie zum Befragungszeitpunkt eine oder mehrere unbesetzte Stellen haben. Betriebe dieser Größenklasse müssen deshalb in der Stichprobe stärker repräsentiert sein. Dies erhöht allerdings die Befragungskosten deutlich. So verursachen die Kleinstbetriebe mit weniger als 10 Beschäftigten ca. 32 Prozent der Befragungskosten in Deutschland. Würde man diese Betriebe nicht befragen, wären jedoch rund ein Viertel aller Vakanzen nicht erfasst. Die hohen relativen Kosten sind ein Grund, weshalb manche Länder keine Daten in Kleinstbetrieben erfassen. Ein weiterer Grund liegt darin, dass einige Länder bereits existierende Betriebsbefragungen, in denen Kleinstbetriebe nicht berücksichtigt sind, um Fragen über offene Stellen erweitert haben. Dies ist bspw. in Italien der Fall. Die veröffentlichten Vakanzraten, die nur auf Basis der Betriebe ab 10 Beschäftigten ermittelt wurden, sind nicht repräsentativ für die gesamte italienische Volkswirtschaft und auch nicht vergleichbar mit Vakanzraten in anderen Ländern, die alle Betriebsgrößenklassen einbeziehen. Auch die Zahl der erfassten Wirtschaftszweige ist bislang nicht einheitlich. Grundsätzlich sollen alle Wirtschaftszweige – außer die Haushalte und die extra-territorialen Organisationen und Körperschaften – erfasst werden.6 Derzeit werden aber nur die Wirtschaftszweige C bis K in allen Ländern eingeschlossen. Portugal bspw. befragt nicht in den Wirtschaftszweigen A, B, L sowie M, N und O (siehe Abkürzungen im Anhang). Auch in zahlreichen anderen Ländern ist die Erhebung valider Daten im Bildungs- und Gesundheitsbereich sowie in der öffentlichen Verwaltung mit Schwierigkeiten verbunden oder derzeit noch überhaupt nicht realisierbar. Gesamtwirtschaftliche nationale Vakanzraten, die auf unterschiedlichen Ab- und Ausgrenzungen von Wirtschaftszweigen und Betriebsgrößen beruhen, können nicht miteinander verglichen werden. 364

Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich?

4.4 Referenzzeitpunkte Die Datenerhebung soll absichern, dass repräsentative Ergebnisse für das jeweilige Quartal ausgewiesen werden. Deutschland nutzt eine kontinuierliche Befragung über das Quartal hinweg. Die Mehrzahl der Länder nutzt einen einzelnen Referenztag, fünf Länder nutzen drei Referenztage, aus denen sie einen Quartalsdurchschnitt bilden (Tabelle 2). Die Festlegung eines einzigen Referenztages im Quartal hat Nachteile: Zum einen müssen sich die befragten Betriebe an die Zahl ihrer Stellen am gewählten Referenztag „erinnern“. Je länger der Zeitraum zwischen Befragung und Referenzzeitpunkt liegt, desto ungenauer werden die Antworten. Auch die Zahl der Nichtantworter kann steigen, wenn Betriebe nicht bereit sind, sich zu erinnern oder in vorhandenen Unterlagen nach den Angaben zu suchen. Zum zweiten dürfte ein einzelner Referenzzeitpunkt nicht repräsentativ für das Quartal sein, denn abhängig von der Wahl des Referenztages wird eine unterschiedlich hohe Zahl von Vakanzen ermittelt. Dies kann beispielhaft anhand der Entwicklung offener Stellen in einem Internet-Portal der Bundesagentur für Arbeit gezeigt werden (Abbildung 3, S. 366). In diesem Portal sind etwa 20 Prozent aller offenen Stellen erfasst.7 Im ersten Quartal 2008 waren am letzten Tag des ersten Monats ca. 176.000 offene Stellen ausgewiesen. Am 15. Februar (Mitte des Quartals) waren es 181.000 und am letzten Tag des Quartals 203.000. Tabelle 2: Referenzzeitpunkte von europäischen Stellenangebotserhebungen Referenztag

Land

Letzter Tag des mittleren Monats

Zypern, Rumänien

15ter des mittleren Monats

Estland

Erster Tag des letzten Monats

Griechenland

Erster Kalendertag des letzten Monats

Finnland

Letzter Tag des Referenzquartals

Niederlande, Polen, Portugal, Slowakien, Spanien, Ungarn, Frankreich, Bulgarien, Litauen

Letzter Arbeitstag des Referenzquartals

Italien, Lettland

365

Anja Kettner, Michael Stops

Drei Referenztage Letzter Tag von jedem Monat

Luxemburg, Slowenien

Freitag zwischen dem zweiten und achten jeden Monats

Großbritannien

Der mittlere Mittwoch jeden Monats

Schweden

15ter jeden Monats

Tschechische Republik

Fortlaufende Befragung Fortlaufende Befragung zwischen der ersten Woche des ersten Monats bis zur dritten Woche des letzten Monats eines Quartals

Deutschland

Quelle: Unveröffentlichtes Dokument der Task-Force zu Stellenangebotserhebungen, 5. und 6. Februar 2007 in Luxemburg

Abbildung 3: Tägliche Zahl der gemeldeten Stellen im Internet – Portal „Job Roboter“, 1. Quartal, 2008 225.000 215.000 205.000 195.000 185.000 175.000 165.000 155.000 145.000 135.000

Quelle: Bundesagentur für Arbeit 2008

366

-0 331 20 08

-0 316 20 08

-0 301 20 08

-0 215 20 08

-0 131 20 08

-0 116 20 08

20 08

-0 101

125.000

Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich?

Beobachtet man die Entwicklung innerhalb eines Landes im Zeitverlauf, spielt die Wahl eines Referenzzeitpunktes eine geringe Rolle, solange dieser gleich bleibt. Bei einem internationalen Vergleich von Vakanzen und Vakanzraten in einem bestimmten Quartal müssen hingegen mögliche Überoder Unterschätzungen in den Vergleichsländern berücksichtigt werden, die aus unterschiedlichen und möglicherweise nicht repräsentiven Referenzzeitpunkten der Befragung resultieren.

4.5 Hochrechnungsmethoden und Fehlerrechnung Nur wenige Länder bieten Informationen über ihre Methoden für den Umgang mit Non-Response-Problemen, einfachen oder multiplen Datenergänzungen und über Details des verwendeten Hochrechnungsverfahrens. Eine Fehlerrechnung wird von vielen Ländern nicht vorgenommen. Die wenigen verfügbaren Informationen über die Methoden und die Qualität der Daten liegen nur in Form von Arbeitspapieren vor, sind aber nicht veröffentlicht. Analysen zum Effekt unterschiedlicher Methoden auf das gesamte Schätzergebnis existieren nicht. So ist derzeit eine Einschätzung der Qualität des veröffentlichten Datenmaterials nicht möglich. Nach In-Kraft-Treten der europäischen Verordnung im Jahr 2010 sind die Länder im Jahr 2012 zum ersten Mal verpflichtet, einen umfangreichen Qualitätsbericht über die Datenerhebung vorzulegen. Vermutlich wird es erst dann möglich sein, die Qualität der nationalen Daten zu beurteilen. Im Rahmen der Verordnung haben sich die Länder auf einen Variationskoeffizienten (CV) von maximal 8 Prozent für die Zahl der Vakanzen und die Vakanzraten nach Wirtschaftszweigen geeinigt. Vorläufige Berechnungen des CV auf Basis von Daten für das Jahr 2005 bzw. 2006 wurden von den Mitgliedern der Task Force on Job Vacancy Statistics diskutiert. Die Ergebnisse zeigten einen im Allgemeinen sehr hohen CV, der innerhalb der Länder zwischen den Wirtschaftszweigen beträchtlich variierte. Der CV der Vakanzrate lag für die meisten Wirtschaftszweige zwischen 20 und 60 Prozent.8 Darüber hinaus berücksichtigten die damaligen Berechnungen nicht das spezielle Stichprobendesign von repräsentativen Stellenangebotserhebungen, was zu einer ernsthaften Verzerrung des berechneten CV führen kann (Kiesl 2007).

4.6 Zwischenfazit Im Moment kann ein internationaler Vergleich von Vakanzdaten auf Grundlage der von EUROSTAT veröffentlichten Daten nationaler Befragungen nur 367

Anja Kettner, Michael Stops

mit allergrößter Vorsicht und unter Berücksichtigung zahlreicher Einschränkungen vorgenommen werden. Die verfügbaren Informationen über die Abgrenzungen und Methoden der Betriebsbefragungen ermöglichen keine ausreichende Einschätzung methodischer Unterschiede. Vergleichende Studien über die Implikationen der vorhandenen Unterschiede liegen nicht vor.

5 Notwendige zusätzliche Informationen zur Interpretation von Vakanzraten Wenn die Zahl der Vakanzen und die Vakanzraten als kurzfristiger Indikator für die Entwicklung des Arbeitsmarktes genutzt werden sollen, müssen weitere Faktoren berücksichtigt werden, eine Auswahl ist im Folgenden beschrieben. Wiederbesetzungsrate Mit der Besetzung offener Stellen kann sich die Beschäftigung ausweiten oder sie kann konstant bleiben. Im ersten Fall werden neue Arbeitsplätze geschaffen, im zweiten Fall werden ehemalige Beschäftigte auf existierenden Arbeitsplätzen ersetzt. Je höher die Wiederbesetzungsrate ist, desto geringer ist der mögliche Beschäftigungsanstieg in Folge einer Erhöhung der Vakanzen bzw. desto geringer der mögliche Abbau der Arbeitslosigkeit bei gegebener Bevölkerungsentwicklung. Die Wiederbesetzungsrate wird von der Altersstruktur der Belegschaft, dem Anteil weiblicher Arbeitskräfte, die ihre Beschäftigung für Familienarbeit unterbrechen und durch den Anteil befristeter Arbeitsplätze beeinflusst. Dauer der Vakanzen, Schwierigkeiten bei der Besetzung von Vakanzen Je höher in einer Periode t-1 der Anteil von Vakanzen ist, die nicht erfolgreich besetzt werden können, desto höher ist der Bestand an Vakanzen zum Zeitpunkt t, bei konstanter Zahl „neuer“ Vakanzen. Ohne Kenntnisse über Ursachen und Ausmaß möglicher Friktionen am Arbeitsmarkt, die beispielsweise durch Arbeitsmarktreformen verändert werden können, kann es zu Fehlinterpretationen der Vakanzdaten kommen. Eine Erhöhung der Zahl der Vakanzen kann durch eine Erhöhung der Friktionen begründet sein und muss nicht das Vorzeichen eines Beschäftigungswachstums sein. Die Entwicklung des Anteils schwer besetzbarer Vakanzen sowie der durchschnitt368

Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich?

lichen Dauer einer Vakanz müssen bei der Interpretation von Vakanzdaten Berücksichtigung finden (siehe Interpretationen für das Jahr 2007 in Deutschland in Kettner & Spitznagel 2008). Arbeitsmarktpolitik und makroökonomisches Umfeld Maßnahmen der nationalen Arbeitsmarktpolitik können hohen Einfluss auf die Entwicklung der ungedeckten Arbeitsnachfrage haben. So stieg durch die Arbeitsmarktreform „Hartz IV“ die Zahl der geförderten offenen Stellen beträchtlich und damit auch die Zahl der Vakanzen insgesamt. Ein solcher Anstieg kann nicht ohne weiteres als Zeichen eines ökonomischen Aufschwungs oder als Indikator für die Ineffizienz der öffentlichen Arbeitsverwaltung, wie im eingangs erwähnten Artikel geschehen, interpretiert werden. Die Trennung zwischen geförderten und ungeförderten Vakanzen verringert mögliche Missinterpretationen der gesamtwirtschaftlichen Vakanzdaten.

6 Zusammenfassung Obwohl die meisten europäischen Länder inzwischen Daten über offene Stellen erheben und zunehmend auch im Internetportal der Europäischen Kommission veröffentlichen, genügt das verfügbare Material und seine Qualität noch nicht, um auf seiner Basis internationale Vergleiche vorzunehmen. Nicht nur die Definitionen einer Vakanz, die einbezogenen Wirtschaftszweige und Betriebsgrößenklassen, sondern auch die Methoden der Hoch- und Fehlerrechnung sowie die Qualitätssicherung unterscheiden sich beträchtlich. Über diese Unterschiede und ihre Relevanz für die Dateninterpretation gibt es nur begrenzt Informationen. Mehr und strukturierte Informationen über die zugrunde liegenden Betriebsbefragungen sowie der länderübergreifende Austausch über die verwendeten Methoden und die Diskussion über die Relevanz bestehender Unterschiede und die Möglichkeiten, diese zu verringern, sind dringend notwendig. Zum jetzigen Zeitpunkt können Vergleiche nationaler Arbeitsmärkte auf Basis dieser Daten nur mit zahlreichen Einschränkungen und größter Vorsicht vorgenommen werden. Zudem verlangt eine Interpretation der Daten über offene Stellen weitere Kenntnisse über die nationalen Arbeitsmärkte und über die Entwicklung wichtiger makroökonomische Indikatoren. 369

Anja Kettner, Michael Stops

Anmerkungen 1

2

In der deutschen Erhebung des gesamtwirtschaftlichen Stellenangebotes unterscheiden die Betriebe zwischen Vakanzen, die sofort oder zum nächstmöglichen Zeitpunkt zu besetzen sind, und Vakanzen, die später besetzt werden sollen. Es gelten folgende Definitionen, wobei hier die Vakanzraten in Abweichung zu anderen Quellen wie bei EUROSTAT berechnet werden: alle

Vakanzrate

alle

=

Vakanzen alle

Vakanzen

+ besetzte Stellen gemeldet

Vakanzrate

gemeldet

=

Arbeitslosenrate =

3 4

5 6

7 8

Vakanzen gemeldet

Vakanzen

+ besetzte Stellen

Arbeitslose Arbeitslose + besetzte Stellen

Westdeutschland: 46 Prozent, Ostdeutschland: 34 Prozent im Jahr 2005. Quelle: IAB. Die EU-Verordnung besteht aus zwei Teilen: einer Rahmenverordnung und einer Verordnung für die Umsetzung der Vereinbarungen. Die Rahmenverordnung wurde 2008 vom Europäischen Parlament verabschiedet. Die Verabschiedung der Durchführungsverordnung wird für 2009 erwartet. http://epp.eurostat.ec.europa.eu/ Für Länder mit einem Anteil von Beschäftigten in der Landwirtschaft und Fischerei, der weniger als 3 Prozent der Gesamtbeschäftigten beträgt, ist die Erhebung von Daten in diesem Wirtschaftssektor freiwillig. 92 Prozent dieser Stellen sind bei der Bundesagentur für Arbeit nicht gemeldet. In anderen Statistiken zielt die Europäische Kommission üblicherweise auf ein CV in Höhe von 5 bis 8 Prozent ab. Dieser Wert konnte nur in Einzelfällen erreicht werden.

Literatur Blanchard, O. J., & Diamond, P. (1989). The Beveridge Curve. Brooking Papers on Economic Activity, 1, 1–76. Blanchard, O. J. (2006). European Unemployment: The Evolution of Facts and Ideas. Economic Policy, 21 (45), 5–59. Börsch Supan, A. (1991). Panel Data Analysis of the Beveridge Curve: Is there a Macroeconomic Relation between the Rate of Unemployment and the Vacancy Rate? Economica, 58, 279–297. Cochran, W. (1977). Sampling Techniques. Vol. 3. New York: Wiley (Wiley series in probability and mathematical statistics). Franz, W., & Smolny, W. (1994). The Measurement and Interpretation of Vacancy Data and the Dynamics of the Beveridge Curve: the German Case. NBER (1966), 203–237. IW (2006). Offene Stellen: Ein deutsches Problem. IWD, 27.

370

Europäische Betriebsbefragungen über offene Stellen: Ist das Gleiche wirklich gleich? Jackman, R., & Layard, R., & Pissarides (1989). On Vacancies. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 51(4), 377–394. Kettner, A., & Spitznagel, E. (2008). Betriebliche Personalsuche – Stellenangebot geht zurück, bleibt aber auf hohem Niveau. IAB-Kurzbericht. 11, Nürnberg. Layard, R., & Nickell, S., & Jackman, R. (2005). Unemployment. Macroeconomic Performance and the Labour Market. Oxford: University Press. Muysken, J. (Hg.) (1994). Measurement and Analysis of Job Vacancies. Avebury: Ashgate Publishing Limited. National Bureau of Economic Research (NBER) (1966). The Measurement and Interpretation of Job Vacancies. New York, London: Columbia University Press. Petrongolo, B., & Pissarides, C. A. (2001). Looking into the Black Box: A Survey of the Matching Function. Journal of Economic Literature, 39(2), 390–431. Särndal, C.-E., & Swensson, B., & Wretman, J. (1992). Model assisted survey sampling. New York: Springer (Springer series in statistics). Shimer, R. (2007). Mismatch. American Economic Review, 97(4), 1074–1101. Yashiv, E. (2000). The Determinants of Equilibrium Unemployment. American Economic Review. Vol. 90(5), 1297–1322.

Unveröffentlichte Dokumente, die für die Arbeitsgruppe „Labour Market Statistics“ der Europäischen Kommission verfügbar sind Godinho, M. (2004): Measuring Job Vacancies – The Portuguese Experience, in: Workshop – EUROSTAT PHARE Multi – Country Programme. Vilnius. Kiesl, H. (2007). Recapitulating some Facts about the Coefficient of Variation in the Context of the European Job Vacancy Survey. Presented at the Task Force on Job Vacancy Statistics, Luxembourg, 2–3 July. Klavers, T. (2004): The Quarterly Survey of Vacancies: Methods and Results. Centraal Bureau voor de Statistiek – CBS. Machin, A. (2005): Summary of the UK Vacancy Survey, in Workshop – EUROSTAT PHARE Multi-Country Programme, Nicosia. Milosheva, E. (2005): Report on the Pilot Job Vacancy Survey, Budapest. Paun, C. (2005): Report on the Pilot Survey on Job Vacancies – Romania, in Workshop – EUROSTAT PHARE Multi-Country Programme, Nicosia. Statistics Finland (2005): Occupational Titles of the Vacancies and Calculation of Vacancy Rates in Job Vacancy Survey. Taskinen, K. (2004): Job Vacancy Survey – The Finnish Experience, in Workshop – EUROSTAT PHARE Multi – Country Programme. Vilnius.

371

Anja Kettner, Michael Stops

NACE-Klassifikation Code

Wirtschaftszweig

A

Land- und Forstwirtschaft

B

Fischerei und Fischzucht

C

Bergbau und Gewinnung von Steinen und Erden

D

Verarbeitendes Gewerbe

E

Energie- und Wasserversorgung

F

Baugewerbe

G

Handel; Instandhaltung und Reparatur von Kraftfahrzeugen und Gebrauchsgütern

H

Gastgewerbe

I

Verkehr und Nachrichtenübermittlung

J

Kredit- und Versicherungsgewerbe

K

Grundstücks- und Wohnungswesen, Vermietung beweglicher Sachen, Erbringung von wirtschaftlichen Dienstleistungen, anderweitig nicht genannt

L

Öffentliche Verwaltung, Verteidigung, Sozialversicherung

M

Erziehung und Unterricht

N

Gesundheits-, Veterinär- und Sozialwesen

O

Erbringung von sonstigen öffentlichen und persönlichen Dienstleistungen

P

Private Haushalte mit Hauspersonal

Q

Exterritoriale Organisationen und Körperschaften

Quelle: http://www.statistik-portal.de/Statistik-Portal/klassiWZ03.pdf

372

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

Michael Ruland, Marcel Raab, Benno Schönberger, Hans-Peter Blossfeld, Dirk Hofäcker, Sandra Buchholz, Paul Schmelzer

GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung Zusammenfassung Der Prozess der Globalisierung zählt zweifelsohne zu den in jüngerer Vergangenheit meist diskutierten Gegenstandsbereichen in den Sozialwissenschaften. Trotz des wachsenden thematischen Interesses sind jedoch Ansätze zur quantitativen Erfassung des Globalisierungsprozesses bislang vage oder konzentrieren sich nur einseitig auf die Erfassung der ökonomischen Komponente der Globalisierung. Bislang fehlt somit ein adäquates sozialwissenschaftliches Messinstrument, mittels dessen sich Globalisierungsprozesse quantitativ erfassen und z. B. als erklärende Variable in die Analyse von Befragungsdaten integrieren lassen. Vor diesem Hintergrund entwickelt der vorliegende Beitrag einen mehrdimensionalen Index zur Messung des Phänomens der Globalisierung, der ökonomische, kulturelle, sozio-technische und politische Aspekte der Globalisierung berücksichtigt und damit frühere Operationalisierungs-Ansätze um weitere zentrale Dimensionen und Indikatoren zur Messung des Globalisierungsprozesses erweitert. Unser Beitrag verdeutlicht zunächst aus theoretischer Perspektive den mehrdimensionalen Charakter des Phänomens der Globalisierung und entwickelt anschließend einen Index zu dessen empirischer Erfassung in 97 verschiedenen Ländern im Zeitraum von 1970 bis 2002. Basierend auf diesem „GlobalIndex“ skizzieren wir anschließend den Verlauf des Globalisierungsprozesses auf globaler Ebene sowie in verschiedenen ausgewählten Wirtschaftsregionen. Abschließend demonstrieren wir anhand der vergleichenden Längsschnittanalyse von deutschen und britischen Surveydaten Möglichkeiten der Anwendung des GlobalIndex in der sozialwissenschaftlichen Umfrageforschung.

Abstract GlobalIndex – A Sociological Approach to Measure Globalization Globalization definitely has been one of the most discussed issues in social sciences during the last decade, and still is today. Despite this grown interest, the measurement of globalization still remains vague or often one-sidedly re-

373

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

stricted to the analysis of its economic dimension, thereby neglecting the multidimensionality of the phenomenon of globalization. As a consequence, a differentiated measure of globalization covering both economic and social aspects that can be, for example, introduced into multivariate analysis of survey data as an explanatory variable, is still largely missing. In this article, we suggest a multi-dimensional globalization measure, encompassing economic, (socio-)technological, cultural, and political dimensions of global change. It builds on previous globalization measures, but extends them by additional dimensions and indicators representing central facets of a genuine sociological concept of globalization. Our contribution starts by shortly describing the multidimensional nature of the globalization process and then develops an overall sociological index of globalization, which we call GlobalIndex, covering a total of 97 different countries from 1970 to 2002. Based on this measure, we first describe the development of globalization on a worldwide scale and across economic regions. Next, we demonstrate the potential of the GlobalIndex for the analysis of contemporary survey data by illustratively including it into two micro-level longitudinal analyses of labor market transitions during the early career in Germany and the United Kingdom.

1 Einleitung In den vergangenen Jahrzehnten hat die Bedeutung der international vergleichenden Umfrageforschung merklich zugenommen. Eine der wesentlichen Herausforderungen bei der Analyse international vergleichender Umfragedaten, etwa des ISSP oder der Eurobarometer-Studien, besteht – neben der Analyse individueller Einstellungs- und Verhaltensmuster – in der angemessenen Integration länderübergreifender Makrotrends in die Analysen. Von besonderer Bedeutung sind hier Prozesse des länderübergreifenden sozialen Wandels, die häufig unter dem Begriff der ,Globalisierung‘ diskutiert werden (Blossfeld et al. 2005; Blossfeld & Mills & Bernardi 2006; Blossfeld & Hofmeister 2006; Blossfeld & Buchholz & Hofäcker 2006). Trotz der gegenwärtig hohen Prominenz des Begriffs der Globalisierung in der öffentlichen und wissenschaftlichen Diskussion existieren bislang nur wenige überzeugende Ansätze zur trennscharfen Bestimmung des Begriffs und entsprechend zu dessen quantitativer Messung. So definieren beispielsweise Held und andere Globalisierung als „. . . einen Prozess (oder eine Reihe von Prozessen), der zu einer Transformation in der räumlichen Organisation sozialer Beziehungen und Austauschverhältnisse (gemessen an deren Umfang, Intensität, Geschwindigkeit und Auswirkungen) geführt hat 374

GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung

und damit zur zunehmenden Herausbildung transnationaler Aktivitäten sowie Austausch- und Machtbeziehungen beiträgt“ (Held et al. 2000, 55; eigene Übersetzung). Freilich sind derart abstrakte Definitionen für eine empirische sozialwissenschaftliche Analyse des Phänomens der Globalisierung und ihrer Auswirkungen auf die Lebensverläufe von Menschen in modernen Gesellschaften deutlich zu breit gefasst. Um empirisch untersuchen zu können, ob sich Globalisierungsprozesse tatsächlich nachweisen lassen, ob diese ein neues historisches Phänomen darstellen und inwiefern sie individuelle Lebensverläufe beeinflussen, bedarf es einer deutlich präziseren konzeptionellen Erfassung des Phänomens der Globalisierung. Basierend auf einer solchen theoretischen Vorarbeit müssen in einem zweiten Schritt Ansätze zur empirischen Messung des Phänomens der Globalisierung entwickelt werden, die dann als beschreibende Maßzahl oder als erklärende Variable in statistischen Modellen dienen können. Existierende Versuche zur empirischen Messung des Phänomens der Globalisierung entstammen nahezu ausschließlich der wirtschaftswissenschaftlichen Literatur und basieren weitestgehend auf makroökonomischen Indikatoren (wie beispielsweise internationalen Finanz-, Güter- und Dienstleistungsströmen oder ausländischen Direktinvestitionen; Sutcliffe & Glyn 1999). Wenngleich derartige ökonomische Globalisierungsindizes durchaus zu einem besseren Verständnis der zunehmenden weltwirtschaftlichen Vernetzung beitragen können, erweisen sie sich dennoch aus soziologischer Perspektive als zu begrenzt. Helds „transkontinentale Austauschbeziehungen“ (Held et al. 2000) verweisen nicht nur auf ökonomische Transaktionen, sondern beschreiben ebenso komplexe kulturelle, politische und soziale Interaktionen. Ziel des vorliegenden Beitrags ist es daher, einen mehrdimensionalen und explizit soziologischen Index zur Messung von Globalisierung zu entwickeln, der sowohl ökonomische, technologische und kulturelle als auch politische Aspekte des Globalisierungsprozesses berücksichtigt. Der Beitrag gliedert sich dabei wie folgt: In einem ersten Schritt diskutieren wir zunächst aus theoretischer Perspektive die mehrdimensionale Natur des Globalisierungsprozesses und entwickeln anschließend darauf basierend einen eigenen Globalisierungsindex, den ,GlobalIndex‘, der die Entwicklung des Globalisierungsprozesses in 97 verschiedenen Staaten für den Zeitraum von 1970 bis 2002 erfasst. In einem zweiten Schritt demonstrieren wir exemplarisch anhand ausgewählter Beispielauswertungen mögliche Anwendungen des Globalisierungsindex in der vergleichenden Sozialforschung.

375

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

2 Globalisierung: Ein mehrdimensionales Phänomen In der sozialwissenschaftlichen Forschung besteht Konsens darüber, dass Globalisierung als ein mehrdimensionales Phänomen anzusehen ist, das über rein ökonomische Prozesse hinausgeht. Der obere Teil von Schaubild 1 fasst vier zentrale Makro-Dimensionen des Globalisierungsprozesses zusammen, die ihrerseits zu rapiden und immer schneller verlaufenden Wandlungsprozessen in modernen Gesellschaften beigetragen haben (vgl. Mills & Blossfeld 2005, 1–6). Diese vier Prozesse umfassen die zunehmende BeSchaubild 1: Die vier Dimensionen der Globalisierung und ihre Auswirkungen Ökonomische Globalisierung

(Sozio-)technische Globalisierung

Kulturelle Globalisierung

Politische Globalisierung

Internationalisierung von Märkten und zunehmender Steuerwettbewerb zwischen Wohlfahrtsstaaten

Verbreitung globaler Netzwerke/ Verbreitung von Wissen durch neue Informations- und Kommunikationstechnologien

Diffusion global geteilter Werte und Normen

Internationalisierung der Politik

Wachsende Geschwindigkeit von Innovationen, beschleunigter sozialer und ökonomischer Wandel

Beschleunigung von Markttransaktionen

Zunehmende Instabilität von Märkten

Zunehmende Unsicherheit

Quelle: eigene Darstellung basierend auf Mills, & Blossfeld 2005

376

GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung

deutung von Märkten, die Zunahme internationaler Netzwerke und die damit verbundene wachsende Bedeutung von Austauschbeziehungen über Ländergrenzen hinweg, die sich abzeichnende Herausbildung einer „globalen Kultur“ sowie die wachsende Bedeutung internationaler politischer Beziehungen zwischen Nationalstaaten.

2.1 Ökonomische Globalisierung Zweifelsohne stellt die Wirtschaft das am häufigsten mit Globalisierung in Verbindung gebrachte soziale Subsystem dar (vgl. Fiss & Hirsch 2005). Spätestens seit dem Fall des ,eisernen Vorhangs‘ und der Integration asiatischer Staaten (etwa Indien, Korea, Taiwan und China) in die Weltwirtschaft stehen Unternehmen nicht nur in Konkurrenz mit nationalen Wettbewerbern, sondern müssen sich zunehmend unter den Bedingungen einer globalen Konkurrenz behaupten (Fligstein 1998). Gegenwärtige Turbulenzen auf globalen Märkten werden jedoch nicht allein durch das Anwachsen ökonomischer Austauschbeziehungen an sich, sondern vielmehr durch den wachsenden globalen Wettbewerb zwischen Staaten mit unterschiedlichen Lohn-, Sozial-, Umwelt- und Produktivitätsstandards hervorgerufen. Seit Beginn der 1990er Jahre verfolgen moderne Wohlfahrtsstaaten daher vermehrt eine Strategie der Kürzung von Sozialausgaben und des Sozialschutzes sowie der Privatisierung, Liberalisierung und Deregulierung nationaler Arbeitsmärkte. Diese Entwicklungen haben in allen modernen Gesellschaften zu einem noch nie da gewesenen Niveau struktureller Unsicherheit für alle Akteure auf Arbeits- und Produktmärkten beigetragen, insbesondere in Form zunehmender zeitlicher Unsicherheiten und Beschäftigungsinstabilitäten (vgl. Schaubild 1). Empirische Analysen anhand ökonomischer Standardindikatoren belegen, dass der Prozess globaler ökonomischer Integration bislang im Finanzsektor sowie im internationalen Güterhandel am intensivsten verläuft (Deutscher Bundestag 2002, 61–69). Das konkrete Ausmaß und die Form dieser Handelsströme innerhalb der entwickelten Wirtschaftsregionen sowie zwischen diesen Regionen und dem Rest der Welt werden dabei signifikant durch Zollbeschränkungen und außertarifliche Handelsbarrieren beeinflusst, die trotz multilateraler Übereinkünfte wie etwa dem Allgemeinen Zoll- und Handelsabkommen (GATT) nach wie vor existieren. Gleichzeitig ist es im Zuge des Abbaus offizieller Zoll- und Handelsbarrieren in den vergangenen Jahren parallel vielfach zu einem Ausbau außertariflicher Handelsbarrieren gekommen. 377

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

2.2 (Sozio-)Technische Globalisierung Eine einseitige Fokussierung auf die ökonomische Globalisierung spiegelt die Mehrdimensionalität des Globalisierungsprozesses jedoch nicht angemessen wider. So wäre etwa die beschriebene Zunahme internationaler Finanz-, Güter- und Dienstleistungsströme kaum ohne revolutionäre Neuerungen in den Informations- und Kommunikationstechnologien, Verbilligungen in Transporttechnologien sowie ohne die zunehmende Verbreitung globaler Kommunikationsnetzwerke möglich gewesen. Mikrocomputer oder das Internet tragen zu einer immer schnelleren Diffusion von Informationen und Wissen und zu einer immer höheren Geschwindigkeit des Austausches auf globalen Märkten bei (Castells 2001). Langfristige Marktentwicklungen werden dadurch zunehmend schwerer vorhersehbar. Zwar sind Informations- und Kommunikationstechnologien als solches nicht grundsätzlich neu, allerdings haben die technologischen Innovationen der vergangenen Jahrzehnte die Reichweite, die Intensität, die Geschwindigkeit und das Ausmaß der Effekte zunehmender technologischer Vernetzung deutlich erhöht (vgl. Mills & Blossfeld 2005, 6). Neue Informations- und Kommunikationstechnologien tragen jedoch nicht nur zur Beschleunigung ökonomischer Globalisierung bei, sondern führen ebenso zu einer globalen Vernetzung im Weltmaßstab. Darüber hinaus lässt sich eine bemerkenswerte Zunahme globaler Vernetzung von Individuen beobachten, die ihren Ausdruck etwa in globalen Protestaktivitäten von Nichtregierungsorganisationen findet (vgl. Beck 1999, 122–127). Prozesse sozialer Globalisierung schlagen sich schließlich auch in globalen Migrationsströmen nieder, selbst wenn deren Umfang im Vergleich zu Kapital-, Güter- und Dienstleistungsströmen bislang vergleichsweise unbedeutend erscheint. Diese Entwicklung gipfelt unter anderem im Wachstum so genannter ,Global Cities‘, die zunehmend zur globalen Bezugsgröße wirtschaftlichen, politischen und sozialen Handelns werden (Sassen 2001).

2.3 Kulturelle Globalisierung Die mittlerweile im globalen Maßstab kulturell und kognitiv verankerte „Steigerungslogik“ (Schulze 2003) manifestiert sich jedoch nicht nur im Wachstum von ,Global Cities‘, sondern ebenso im kulturellen Bereich. Mittels neuer Informations- und Kommunikationstechnologien verbreiten sich westliche Werte, Normen und Standards zunehmend über den gesamten Globus (vgl. Schwinn 2006, 217). Der hieraus hervorgehende Glaube an 378

GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung

die Bedeutung wissenschaftlicher Beweisbarkeit und erfahrungsbasierten Wissens bildet die Grundlage für die in vielen Nationen steigende Relevanz von Massenbildung als globalem Wert. Menschenrechte machen einen weiteren wichtigen Aspekt kultureller Globalisierung aus. Sie verkörpern einen Kanon von Normen, der im Zeitalter der Globalisierung immer häufiger postuliert, kommuniziert und eingefordert wird (Meyer et al. 1997). Neben diesen universellen Normen und Wertvorstellungen zeigen sich auch im Alltäglichen Anzeichen einer globalen kulturellen Konvergenz. Aktuelle Globalisierungsstudien verweisen jedoch gleichzeitig auf die ,Pfadabhängigkeit‘ in der Entwicklung national spezifischer Institutionen und entsprechende Beharrungstendenzen im Verlauf individueller Lebensverläufe in modernen Gesellschaften (Blossfeld et al. 2005; Blossfeld & Buchholz & Hofäcker 2006; Blossfeld & Hofmeister 2006; Blossfeld & Mills & Bernardi 2006). Individuen schwanken entsprechend in ihrem alltäglichen Handeln oftmals zwischen global-kosmopolitischen und lokalen traditionellen Werten (vgl. Roudotemof 2005). Ebenso ruft die zunehmende Expansion westlicher Wertvorstellungen vielfach Gegenbewegungen, etwa in Form globaler Protestaktivitäten, hervor. Dem beobachtbaren Trend kultureller Konvergenz stehen somit Filterprozesse auf nationaler und lokaler Ebene gegenüber, die ihrerseits von beachtlicher Beharrlichkeit sind. Nationale Institutionen bleiben somit auch im Zuge zunehmender Globalisierung von herausragender Bedeutung.

2.4 Politische Globalisierung Die vorangegangenen Ausführungen haben bereits veranschaulicht, dass die analytische Trennung der verschiedenen Dimensionen von Globalisierung bisweilen problematisch ist, da sich die Dimensionen wechselseitig durchdringen (Alasuutari 2000). Einige Globalisierungstheoretiker versuchen daher, eine Dimension zu identifizieren, die als ,Ausgangspunkt‘ für den Globalisierungsprozess fungiert haben könnte, und schreiben insbesondere der Politik in diesem Zusammenhang eine zentrale Rolle zu (Beck 1999; Varwick 2000). Sie verweisen darauf, dass beispielsweise die internationale Vernetzung der Märkte ohne politisch gewollte Deregulierung gar nicht möglich gewesen wäre und der Staat somit die Rahmenbedingungen für die soziale und ökonomische Globalisierung erst selbst geschaffen habe. In der Tat haben politische Entscheidungen seit den späten 1980er und 1990er Jahren die Rahmenbedingungen der Globalisierung entscheidend mitbestimmt (Varwick 2000, 138). Allerdings kann davon ausgegangen wer379

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

den, dass politische Entscheidungen nicht nur einseitig die Globalisierung beeinflussen, sondern ihrerseits mindestens in gleichem Maße durch die Globalisierung selbst beeinflusst werden. Viele radikale Globalisierungstheoretiker argumentieren etwa, dass der Nationalstaat durch die Globalisierung in seinen Handlungsoptionen ,gelähmt‘ wurde, so dass die Verfolgung rein nationaler Politiken im Globalisierungsprozess praktisch unmöglich geworden ist. Aktuelle Daten zeigen zwar, dass die Rede von einem ,Ende des Sozialstaats‘ in ihrer Radikalität vielfach überzogen oder irreführend ist. Nichtsdestotrotz bedarf es in vielen politischen Bereichen wie etwa der Wirtschafts- (Weltbank, IWF, WTO) oder Gesundheitspolitik (WHO) oder im Falle militärischer Zusammenarbeit mittlerweile politischer Regulierung jenseits des Nationalstaats.

3 Indikatoren der Globalisierung und die Konstruktion des GlobalIndex Der Prozess der Globalisierung beeinflusst nicht alle Regionen, Staaten, Organisationen und Individuen in vergleichbarer Form. Historisch gewachsene institutionelle Rahmenbedingungen und länderspezifische Sozialstrukturen filtern den Globalisierungsprozess in spezifischer Weise und führen in verschiedenen modernen Industriestaaten zu einer unterschiedlichen Betroffenheit von globalisierungsbedingter Unsicherheit. Derartige ,MesoInstitutionen‘ weisen auch im Globalisierungsprozess eine bemerkenswerte Beharrlichkeit und Persistenz auf (Nelson 1995; Esping-Andersen 1993). Für eine soziologische Analyse des Globalisierungsprozesses ist es von zentraler Bedeutung, diese länderspezifischen Makroprozesse von der Verarbeitung durch nationale Filtermechanismen zu unterscheiden (Mayer 2001, 11). Die im Folgenden vorgestellten Indikatoren der Globalisierung verfolgen daher das Ziel, Globalisierungsprozesse auf der Makroebene so eindeutig wie möglich zu erfassen. Wir greifen dabei auf die Pionierarbeiten von Autoren wie Dreher (2006), Kearney/Foreign Policy (2001), der OECD (2005) oder Lockwood & Redoano (2005) zurück, erweitern diese Ansätze zur Messung von Globalisierung jedoch, indem wir einen eigenen soziologischen Globalisierungsindex entwickeln, der die Multidimensionalität der Globalisierung in all ihren skizzierten Dimensionen differenziert widerspiegelt. Eine detaillierte Auflistung der Subdimensionen und Indikatoren des GlobalIndex findet sich im Anhang. Wenngleich bei der Konstruktion des Index somit eine möglichst breite Dimensionalisierung angestrebt wird, so 380

GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung

liegen für einzelne Untersuchungsdimensionen für alle hier untersuchten 97 Länder nur wenige Indikatoren, z. T. mit umfassenden Datenlücken, vor. Insbesondere bei der politischen (und z. T. auch der kulturellen Dimension der Globalisierung) kann somit nur auf eine begrenzte Anzahl von Proxy-Indikatoren zurückgegriffen werden.

3.1 Subdimensionen und Indikatoren Bei der Operationalisierung der ökonomischen Dimension der Globalisierung beschränkten sich bisherige Globalisierungsindizes meist auf einen einzelnen Indikator, etwa den Umfang transnationaler Finanzströme (vgl. z. B. OECD 2005). Bereits Dreher (2007) verwies darauf, dass ein solches Vorgehen nicht ausreichend ist, da es existierende Zollbeschränkungen und außertarifliche Handelshemmnisse, die einen freien Fluss von Geld, Gütern und Dienstleistungen behindern können, unbeachtet lässt. Der von uns vorgeschlagene „GlobalIndex“ operationalisiert daher die ökonomische Dimension mittels mehrerer unterschiedlicher Indikatoren, die sowohl internationale Finanzströme als auch Handelsbeschränkungen widerspiegeln. Ebenso wie der KOF-Index von Dreher (2007) umfasst der GlobalIndex sowohl internationale Handelsströme als auch offene und verdeckte Handelsbarrieren, Kapitalrestriktionen, Zollschranken und Handelssteuern. Wie im vorangegangenen Kapitel argumentiert, ist Globalisierung jedoch nicht nur durch ökonomische Transnationalisierung, sondern ebenso durch eine zunehmende weltweite Vernetzung infolge der Verbreitung neuer Informations- und Kommunikationstechnologien gekennzeichnet (Plate 2003). Der GlobalIndex beinhaltet daher eine separate Dimension zur Messung dieser sozio-technischen Dimension der Globalisierung, die neben Indikatoren der globalen Kommunikation zwischen Individuen auch Variablen zur Messung des weltweiten Austauschs von Informationen umfasst. Er geht damit über bisherige Globalisierungsindizes hinaus: Drehers KOF-Index (2007) beinhaltetet zwar ebenfalls eine Dimension technischer Globalisierung, vernachlässigt bei deren Operationalisierung jedoch zentrale technologische Entwicklungen, wie etwa die Verbreitung von Festnetzanschlüssen und Mobiltelefonen. Ebenso wird in der älteren Version des Dreher-Index der Im- und Export von Büchern, Zeitungen und Zeitschriften zunächst nur partiell berücksichtigt. Der GlobalIndex berücksichtigt sowohl die Verbreitung von Festnetz- und Mobiltelefonen als auch den Export und Import von Büchern und Zeitschriften als Proxy-Indikatoren der sozio-technischen Dimension der Globalisierung. 381

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

Die kulturelle Komponente der Globalisierung hat in bisherigen Globalisierungsindizes bislang kaum Beachtung gefunden. Dreher (2007) berücksichtigte kulturelle Aspekte in einer frühen Version seines KOF-Index lediglich durch die Verwendung der Anzahl an McDonald’s-Filialen pro Land als Indikator zur Messung eines US-amerikanischen Lebensstils. In einer jüngeren Überarbeitung seines Index ergänzt Dreher diesen vergleichsweise groben Indikator durch die zusätzliche Berücksichtigung der Anzahl an IKEAFilialen und den Handel von Büchern. Sein Index umfasst damit zwar die Ebene der globalen Alltagskultur, vernachlässigt jedoch die internationale Konvergenz von Normen und Wertvorstellungen. Zur Operationalisierung der kulturellen Dimension verwendet der GlobalIndex daher neben Indikatoren der Alltagskultur eine Reihe weiterer Variablen, die global geteilte Werte und Normen sowie Ausprägungen der globalen Steigerungslogik widerspiegeln; etwa Indikatoren der Teilhabe an Bildung, der Verbreitung von Geschlechtergleichheit, der zunehmenden Urbanisierung oder der Tertiarisierung der Wirtschaft. Als vierte Subdimension der Globalisierung beinhaltet der GlobalIndex schließlich eine separate politische Komponente. Ein Problem bei der Konstruktion einer solchen Dimension stellt dabei die Tatsache dar, dass sich politische, ökonomische und kulturelle Aspekte des Globalisierungsprozesses vielfach überschneiden und somit eine trennscharfe Differenzierung der verschiedenen Dimensionen des Globalisierungsprozesses nicht immer möglich ist. Um die politische Dimension dennoch so adäquat wie möglich zu erfassen, folgt der GlobalIndex Drehers Vorgehen, indem er die Anzahl ausländischer Botschaften in einem Land, die Mitgliedschaft in internationalen Organisationen sowie die Anzahl der Beteiligung an UN-Missionen als Indikatoren politischer Globalisierung verwendet.

3.2 Methodologische Aspekte der Indexkonstruktion Basierend auf den skizzierten vier Dimensionen der Globalisierung und den mit ihnen verbundenen empirischen Indikatoren erstellen wir einen Index, der die Entwicklung der Globalisierung in 97 verschiedenen Ländern für den Zeitraum von 1970–2002 erfasst.1 Eine der größten Herausforderungen bei der Generierung einer Maßzahl für einen derart langen Zeitraum und eine solch große Länderanzahl besteht im Umgang mit Datenlücken. Da der Gesamtwert des Index nicht berechnet werden kann, wenn einzelne Variablen fehlende Werte aufweisen, müssen systematische Strategien zum Umgang mit diesem Problem entwickelt werden. Bei der Berechnung des 382

GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung

GlobalIndex wurde dabei ein mehrstufiges Verfahren gewählt: Für Länder, die für bestimmte Variablen zumindest einen oder mehrere gültige Werte besitzen, wurden die fehlenden Werte mittels linearer Interpolation zwischen gültigen Nachbarpunkten und Konstantsetzen des letzten beziehungsweise ersten gültigen Wertes geschätzt. Im Falle des kompletten Fehlens von mehr als vier Variablen des Gesamtindex bzw. von mehr als einem Drittel der Variablen einer Subdimension wurden Länder vollständig aus den Analysen ausgeschlossen. Für die verbleibenden Länder wurden fehlende Variablenwerte durch Regressionsimputationen unter Verwendung aller verfügbaren Variablen und Erhebungszeitpunkte geschätzt.2 Als Ergebnis dieses mehrstufigen methodischen Vorgehens verbleibt eine Gesamtzahl von 97 Ländern mit vollständig verfügbaren Daten. Einen weiteren wichtigen Schritt zur Konstruktion des Gesamtindex stellt die Gewährleistung der statistischen Vergleichbarkeit der 31 Einzelindikatoren des Index dar. Selbst bei Vorliegen kompletter Daten sind die Rohdaten der einzelnen Indexvariablen aufgrund unterschiedlicher Messeinheiten und Skalenniveaus nicht direkt miteinander vergleichbar und müssen daher zuvor mittels statistischer Transformation in ein einheitliches Format überführt werden. Caselli (2005, 4) schlägt für diese Standardisierung die folgende Formel vor, die auch als ,Panel-Normalisierung‘ bekannt ist:

V standardisiert = 10 ×

Vi – V min V max – V min

Vmax und Vmin geben dabei die Maximal- bzw. Minimalwerte einer Variablen für die komplette Datenreihe wieder, während Vi den tatsächlichen Wert der Variablen für den Zeitpunkt i bezeichnet. Für Variablen, die positiv mit dem Gesamtwert der Globalisierung korreliert sind, generiert die oben angegebene Formel Werte auf einer Skala von 0 bis 10 (vgl. Dreher 2006; Gwartney & Lawson 2006). Für Variablen, für die das Gegenteil der Fall ist (d. h. bei denen die Variablenwerte in einem negativen statistischen Zusammenhang zur Gesamtglobalisierung stehen), wie z. B. bei internationalen Handelsbeschränkungen, muss die Formel wie folgt angepasst werden:

V standardisiert = 10 ×

V max – Vi V max – V min

Dieses methodische Vorgehen garantiert für alle Variablen eine einheitliche Standardisierung vor der Kalkulation des Gesamtindex. Den letzten methodischen Schritt bei der Kalkulation des Index stellt die Vergabe adäquater Gewichtungsfaktoren sowohl für einzelne Variablen als 383

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

auch für die verschiedenen Subdimensionen des GlobalIndex dar. Die Verwendung willkürlicher Gewichtungen wie etwa bei Kearney/Foreign Policy (2001) birgt grundsätzlich die Gefahr der Über- beziehungsweise Unterschätzung des Einflusses einzelner Variablen (Lockwood 2001). In Anlehnung an Dreher (2006) und Lockwood (2001) verwenden wir daher die Hauptkomponentenanalyse (PCA) zur Bestimmung der relativen Gewichte einzelner Variablen. Nachdem durch die PCA die Gewichte der einzelnen Variablen innerhalb vorher festgelegter Sub-Dimensionen bestimmt wurden, wird dieser Vorgang für die Gewichtung der einzelnen Sub-Dimensionen bzw. Dimensionen wiederholt.3 Dieses mehrstufige Vorgehen garantiert, dass alle Variablen mit einem vergleichbaren Einfluss in den Gesamtindex eingehen, und einzelne Indikatoren nicht über- oder untergewichtet werden. Im Gegensatz zur Methode von Kearney/Foreign Policy (2001) hängt damit die Gewichtung nicht von der subjektiven und arbiträren Entscheidung des einzelnen Forschers ab, sondern ergibt sich ,objektiv‘ aus der vorliegenden Datenstruktur.

4 Beispielauswertungen mittels des GlobalIndex 4.1 Deskriptive Auswertungen Für den GlobalIndex bieten sich insbesondere in der international vergleichenden Sozialforschung eine Reihe von Anwendungsmöglichkeiten. Zum einen kann er als ein differenziertes Maß zur international vergleichenden Beschreibung des Globalisierungsprozesses dienen. Darüber hinaus kann der Index aber auch als erklärende Variable in sozialwissenschaftlichen Mehrebenenmodellen etwa bei der Analyse von Mikrodaten aus Umfragen oder amtlichen Registern verwendet werden. Schaubild 2 (S. 385) gibt zunächst einen Überblick über die Entwicklung des Globalisierungsprozesses während der letzten drei Jahrzehnte für alle 97 untersuchten Länder.4 Es zeigt sich, dass der Prozess der Globalisierung seit Mitte der 1970er Jahre nahezu kontinuierlich zugenommen und sich seit den frühen 1990er Jahren noch einmal deutlich beschleunigt hat. Der bemerkenswerte Anstieg des Indexwertes in den frühen 1990er Jahren verweist zum einen auf die Beschleunigung der ökonomischen Globalisierung nach dem Fall des Eisernen Vorhangs und der zunehmenden Integration asiatischer Länder in den Weltmarkt. Zum anderen lässt sich die rapide Zunahme auch auf die zunehmende weltweite Vernetzung infolge der rapiden Diffusion des Internet seit den frühen 1990er zurückführen. 384

GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung

Schaubild 2: Durchschnittliches Ausmaß der Globalisierung in der Welt

GlobalIndex in der Welt 3.5

3

2.5

2 1970

1975

1980

1985

1990

1995

2000

Schaubild 3: Ausmaß der Globalisierung in unterschiedlichen Kontinenten

GlobalIndex in unterschiedlichen Kontinenten 5.5 5

4.5 4 3.5 3 2.5

1970

1975

1980 Europa Asien Afrika

1985

1990

1995

2000

Ozeanien Lateinamerika und die Karibik Nord Amerika

385

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

Nichtsdestotrotz existieren deutliche regionale Unterschiede im Grad der Globalisierung und deren Entwicklung im Zeitverlauf. Schaubild 3 (S. 385) teilt die untersuchten Länder zur Illustration in drei verschiedene Regionen auf:5 (1) die sogenannten ,global players‘, die v. a. Nordamerika, Europa und Ozeanien umfassen, (2) die ,aufschließenden Regionen‘, die die asiatischen, lateinamerikanischen und karibischen Länder einschließen, und (3) die Globalisierungs-,Nachzügler‘ (z. B. Afrika). Die ,global players‘ und die ,aufschließenden Regionen‘ erweisen sich als die am stärksten globalisierten Regionen der Welt, wobei es insbesondere den europäischen Staaten in den vergangenen zwei Jahrzehnten gelang, die ,Globalisierungslücke‘ zu Ozeanien und Nordamerika weitgehend zu schließen. Auch in den lateinamerikanischen und karibischen Staaten sowie in Asien hat der Grad der Globalisierung seit Mitte der 1980er Jahre kontinuierlich zugenommen. Afrika fällt hingegen deutlich hinter die erst genannten Staaten zurück.

4.2 Verwendung des GlobalIndex in der Umfrageforschung Der GlobalIndex kann jedoch nicht nur zur deskriptiven Rekonstruktion des Globalisierungsprozesses, sondern ebenso als erklärende Variable in auf Umfragedaten basierenden Mehrebenenmodellen zur Erklärung sozialen Wandels verwendet werden. Das im Folgenden dargestellte Beispiel schließt an Arbeiten der Forschungsprojekte GLOBALIFE (Blossfeld et al. 2005) und flexCAREER (www.flexcareer.de) an, in deren Rahmen die Auswirkungen des Globalisierungsprozesses auf Erwerbseinstiegsprozesse junger Menschen ländervergleichend in unterschiedlichen wohlfahrtsstaatlichen Kontexten untersucht wurden. Im Folgenden sollen dabei Erwerbseinstiege exemplarisch in zwei kontrastierenden Wohlfahrtsstaatstypen analysiert werden: Das Vereinigte Königreich wird als Vertreter eines liberalen Wohlfahrtsstaatsregimes angesehen, das sich durch eine geringe Arbeitsmarktregulierung sowie einen nur schwach ausgeprägten Arbeitnehmerschutz auszeichnet. Demgegenüber kann Deutschland als Repräsentant eines konservativen Regimetyps angesehen werden, welcher durch einen rigideren Arbeitsmarkt und einen starken Schutz für Arbeitnehmer gekennzeichnet ist. Obgleich beide Wohlfahrtsregime ein ähnliches Niveau an Globalisierung erfahren (vgl. Raab et al. 2008), lassen sich aufgrund der unterschiedlichen institutionellen Kontexte unterschiedliche Auswirkungen des Globalisierungsprozesses auf den Berufseinstieg junger Menschen erwarten: Während der hoch flexible, wenig regulierte britische Arbeitsmarkt jungen Menschen eine Anpassung an globalisierungsbedingte Veränderun386

GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung

gen erleichtert und damit ihren Berufseintritt mutmaßlich eher beschleunigt, kann im Falle Deutschlands davon ausgegangen werden, dass Jugendliche im Globalisierungsprozess mit zunehmenden Unsicherheiten beim Berufseinstieg konfrontiert werden, da rigide Insider-Outsider-Arbeitsmärkte ihre rasche Etablierung im Berufsleben erschweren. Zur Überprüfung dieser These greifen wir auf existierende Analysen von Buchholz und Kurz (2005) bzw. Schmelzer (2005) zurück, die Erwerbseinstiegsprozesse junger Menschen anhand des Deutschen Sozio-oekonomischen Panels bzw. des British Household Panel Survey rekonstruieren. In beiden Studien wurde dabei der Berufseinstieg junger Menschen nach Verlassen des Bildungssystems anhand von ereignisanalytischen Längsschnittmodellen (periodenspezifischen Exponentialmodellen; vgl. Blossfeld & Rohwer 2002) rekonstruiert, wobei die zu erklärende Variable „Übergang in den ersten Beruf“ jeden Einstieg in eine Voll- oder Teilzeit-Stelle umfasst. Diese Modellierung erlaubt Aussagen darüber zu treffen, welchen Einfluss verschiedene Faktoren auf die Dauer vom Verlassen des Bildungssystems bis zum Einstieg in den Arbeitsmarkt haben. Zur expliziten Messung des Effektes der Globalisierung auf den Berufseinstieg junger Menschen verwenden wir dabei den länderspezifischen GlobalIndex als zeitveränderliche Kovariate. Als zusätzliche Kontrollvariablen dienen verschiedene soziodemografische Merkmale wie Geschlecht, Ethnizität, Regionszugehörigkeit sowie die jährliche Arbeitslosenquote, um konjunkturelle Effekte von genuinen Globalisierungseinflüssen unterscheiden zu können. In den Tabellen 1 und 2 (S. 388 f.) sind die Ergebnisse der ereignisanalytischen Modelle angegeben. Die angegebenen Koeffizienten beziehen sich auf die Neigung einer Person, einen Erwerbseinstieg zu haben. Wir beschränken uns bei den folgenden Interpretationen aus illustrativen Gründen primär auf die Effekte des Globalisierungsindex im Hinblick auf den abhängigen Prozess des Berufseinstiegs junger Menschen (für eine ausführlichere Diskussion der Gesamtmodelle vgl. Raab et al. 2008). Die Ergebnisse bestätigen dabei weitgehend die theoretisch erwarteten Effekte. In Deutschland wirken sich sowohl eine schlechtere konjunkturelle Situation als auch die zunehmende Globalisierung negativ auf die „Wartezeit“ vom Ausbildungsabschluss bis zum Berufseinstieg und damit auf die Erwerbseinstiegschancen von jungen Menschen aus. Bemerkenswert ist dabei, dass der negative Einfluss der Globalisierung offenbar über rein ökonomische Effekte hinausgeht; ein Ergebnis, dass die hier vertretene multidimensionale Operationalisierung des Phänomens der Globalisierung und des GlobalIndex eindrucksvoll bestätigt. Auch für Großbritannien weist der GlobalIndex einen eigenständigen Effekt neben dem des konjunkturellen Verlaufs auf. Im Gegensatz 387

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

Tabelle 1: Übergang in Erwerbstätigkeit nach Verlassen des Bildungssystems (Deutschland) Modell 1

Modell 2

Modell 3

Modell 4

–0.76*** –2.52*** –2.76*** –3.01*** –3.33*** –4.30***

–0.56*** –2.28*** –2.51*** –2.75*** –3.05*** –3.97***

–0.23** –1.94*** –2.16*** –2.40*** –2.70*** –3.62***

1.11*** –0.60 –0.82* –1.06** –1.36*** –2.26***

Geschlecht männlich (ref.) weiblich

–0.17***

–0.16***

–0.17***

Sample Westdeutschland (ref.) Migranten Ostdeutschland

–0.29*** –0.28***

–0.29*** 0.01

–0.30*** –0.05

–0.04***

–0.03** –0.36***

Dauer nach Verlassen des Bildungssystems Bis zu 3 Monate 3–6 Monate 6–9 Monate 9–12 Monate 12–24 Monate Mehr als 24 Monate

Arbeitslosenquote GlobalIndex Anzahl Personen Anzahl Ereignisse Log Likelihood

–4.730,47

–4.692,32

–4.685,03

3.207 2.799 –4.680,27

Quelle: Berechnungen von Sandra Buchholz und Karin Kurz basierend auf Daten des GSOEP (1984–2002) Anmerkungen: Piecewise constant exponential models; *** signifikant bei p < 0.001; ** signifikant bei p < 0.01; * significant bei p < 0.05

zu Deutschland wirkt sich die Globalisierung im britischen Kontext allerdings insofern positiv auf die Chance junger Briten aus, als dass es ihnen mit steigender Globalisierung zunehmend leichter fällt, einen ersten Job zu finden Junge Menschen profitieren in den flexibilisierten britischen Arbeitsmärkten somit zunächst eher von der zunehmenden Globalisierung. Weiterführende Analysen (vgl. Raab et al. 2008) zeigen allerdings, dass der beschriebene Rückgang von Eintrittsbarrieren am britischen Arbeitsmarkt einhergeht mit parallel steigenden Erwerbsunsicherheiten in Form wachsender Arbeitslosigkeitsrisiken. 388

GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung

Tabelle 2: Übergang in Erwerbstätigkeit nach Verlassen des Bildungssystems (Großbritannien) Modell 1

Modell 2

Modell 3

Model 4

Dauer nach Verlassen des Bildungssystems Bis zu 3 Monate –1.25*** 3–6 Monate –2.41*** 6–9 Monate –3.33*** 9–15 Monate –2.81*** Mehr als 15 Monate –3.29***

–1.25*** –2.41*** –3.33*** –2.81*** –3.29***

–0.88*** –2.03*** –2.95*** –2.42*** –2.87***

–2.51*** –3.64*** –4.57*** –4.05*** –4.48***

Geschlecht männlich (ref.) weiblich Region Mittelengland (Ref.) Norden Süden Schottland

0.02

0.03

0.02

–0.06 0.02 –0.02

0.07 –0.00 0.18*

0.04 0.00 0.13

Jugendarbeitslosigkeit GlobalIndex Anzahl Personen Anzahl Ereignisse Log Likelihood

–0.01***

–5.600

–5.590

–5.550

–0.01*** 0.34*** 1.972 1.724 5.420

Quelle: Berechnungen von Paul Schmelzer basierend auf Daten des BHPS (1991–2004)

5 Zusammenfassung Ziel des vorliegenden Beitrags war es, ein soziologisches Messinstrument zur Analyse des Globalisierungsprozesses und seiner Auswirkungen zu entwickeln. Der hier vorgeschlagene ,GlobalIndex‘ stellt ein differenziertes soziologisches Maß zur Analyse des Globalisierungsprozesses für insgesamt 97 Länder im Zeitraum von 1970 bis 2002 dar. Er schließt an frühere Ansätze zur Messung von Globalisierung an, erweitert diese jedoch um zusätzliche Dimensionen und Indikatoren. Als genuin soziologisches Analyseinstrument ermöglicht er sowohl die differenzierte deskriptive Analyse des Verlaufs der Globalisierung als auch die Analyse seiner Auswirkungen durch die Verwendung in Mehrebenenmodellen. 389

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

Die Messung der Globalisierung stellt insbesondere für die international vergleichende Sozial- und Umfrageforschung ein vielversprechendes Unternehmen dar. Der GlobalIndex kann hier als ein erster Ansatz zur Entwicklung eines soziologisch zufrieden stellenden Maßes der Globalisierung angesehen werden. Die Daten des GlobalIndex sowie nähere Informationen stehen interessierten Forscher auf der Website http://www.transeurope-project.org/globalindex kostenfrei zur Verfügung.

Anmerkungen 1

2 3

4

5

Die Operationalisierung des GlobalIndex erfolgt dabei auf Länderebene. Wenngleich durch die Verwendung nationaler „Mittelwerte“ regionale Unterschiede innerhalb von Ländern nur bedingt erfasst werden können, ist eine tiefer gehende Differenzierung auf raumbezogener bzw. regionaler Ebene aufgrund fehlender Daten leider nicht möglich. Aufgrund unzureichender Imputations-Schätzungen mussten dabei drei Länder aus der Indexkalkulation ausgeschlossen werden. Die Gewichte wurden nicht für jedes Jahr getrennt, sondern – wie beispielsweise auch beim KOF-Globalisierungsindex 2005 – über den kompletten Zeitraum hinweg ermittelt. Dabei wurde der Bevölkerungsumfang der einzelnen Länder berücksichtigt, um ländervergleichbare Werte zu erhalten und eine Über- bzw. Unterschätzung einzelner Länder zu vermeiden. Analoge Differenzierungen lassen sich etwa auch im Hinblick auf spezifische Wirtschaftsregionen oder Wohlfahrtsregime durchführen (vgl. Raab et al. 2008).

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390

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392

GlobalIndex – Ein soziologischer Ansatz zur Messung von Globalisierung

Anhang Globalisierungsindex: Berücksichtigte Dimensionen und relative Gewichtung Indizes und Variablen A. Ökonomische Globalisierung

Gesamt 31%

i) Wirtschaftsströme Handel (% des BIP) Auslandsdirektinvestitionen (% des BIP) Wertpapier-Anlagen (% des BIP) Einkommenszahlungen an ausländische Staatsangehörige (% des BIP)

50%

ii) Ökonomische Restriktionen Verdeckte Importbeschränkungen Mittlerer Zollsatz Steuern auf Auslandshandel (% des Steuereinkommens) Kapitalzugangsbeschränkungen

50%

B. Sozio-technische Vernetzung

24% 29% 16%

4% 4% 2%

31%

5%

23% 28%

4% 4%

26% 23%

4% 4%

22% 29% 33%

4% 5% 5%

16%

3%

12% 12% 7% 9% 13%

2% 2% 1% 1% 2%

18%

3%

18%

3%

11%

2%

32%

i) Persönlicher Kontakt Ausgehende Telefonverbindungen Transfers (% des BIP) Internationaler Tourismus Ausländische Bevölkerung (% der Gesamtbevölkerung)

50%

ii) Informationsströme Internet-Hosts (pro Kopf) Internetnutzer (pro Kopf) Kabelfernsehen (je 1000 Personen) Tageszeitungen (je 1000 Personen) Radios (je 1000 Personen) Internationaler Buchhandel (in $ pro Kopf) Internationaler Zeitungs- und Zeitschriftenhandel (in $ pro Kopf) Festnetz- und Mobilfunkteilnehmer (pro 1000 Personen)

50%

393

Ruland, Raab, Schönberger, Blossfeld, Hofäcker, Buchholz, Schmelzer

C. Kulturelle Vernetzung

31%

i) Steigerungslogik Stadtbevölkerung (% der Gesamtbevölkerung) Hochtechnologiexporte (% der Güterexporte) Gesamtausgaben für Forschung und Entwicklung (GERD) (% des BIP)

50%

ii) Werte und Normen Freedom House Index (Bürgerrechte, politische Rechte) Einschulungsrate Primarschule (% Gesamt) Einschulungsrate Primarschule, weiblich (% Gesamt) Gesamte öffentliche Bildungsausgaben (% des BIP) Anzahl an McDonald‘s Restaurants (pro 100.000 Personen)

50%

37%

6%

27%

4%

36%

6%

11%

2%

28%

4%

28%

4%

16%

2%

17%

3%

Anzahl an Botschaften

36%

2%

Mitgliedschaft in internationalen Organisationen

36%

2%

Teilnahme an UN-Missionen

29%

2%

D. Politische Globalisierung

394

6%

Christof Wolf, Paul Lüttinger

Christof Wolf, Paul Lüttinger

Verteilung von Proxy-Interviews im deutschen Mikrozensus Zusammenfassung Der deutsche Mikrozensus ist eine amtliche Stichprobe von einem Prozent der Bevölkerung, in der Daten über die Bevölkerung und den Arbeitsmarkt erhoben werden. Er wird seit 1957 im früheren Bundesgebiet und seit 1991 auch in den neuen Bundesländern jährlich erhoben. Bei der Datenerhebung des Mikrozensus sind auch Fremdauskünfte, so genannte Proxy-Interviews zugelassen, d. h., der Mikrozensus enthält sowohl Angaben zu einer Person, die von der Person selbst stammen, als auch solche, die von einer dritten Person erfragt wurden. Der Beitrag beschreibt, in welchem Ausmaß der Anteil von ProxyAuskünften von verschiedenen sozialstrukturellen Merkmalen abhängt, d. h. für welche Merkmale sich die Wahrscheinlichkeit erhöht, dass für eine Person Proxy-Angaben vorliegen.

Abstract Proxy-Interviews in the German Microcensus The German Mikrozensus provides official representative statistics on the population and the labour market, covering 1% of all households in Germany on an annual basis (continuous household sample survey). It is conducted since 1957 in the earlier federal territory and since 1991 also in the new federal states. The data acquisition of the Mikrozensus also allows proxy interviews, i. e. the Mikrozensus contains both data on persons that were reported by the persons themselves and data that were reported by other persons in the household. The contribution describes to which extent the probability of a proxy interview varies with structural characteristics of the person providing the information.

395

Christof Wolf, Paul Lüttinger

1 Einleitung In aller Regel wird in Umfragen angestrebt, Selbstauskünfte zu erheben, d. h. Auskünfte über Merkmale bzw. Eigenschaften der befragten Person. Diesem Ziel liegt die Überzeugung zugrunde, dass Eigenangaben, obwohl auch sie typischerweise fehlerbehaftet sind (Esser, 1986), valider und reliabler sind als Angaben über Dritte, so genannte Proxy-Angaben (Alwin, 2007). Wenngleich Proxy-Angaben eine geringere Qualität als Eigenangaben zugeschrieben wird, sind solche von Ehepartnern, anderen Haushaltsmitgliedern oder Bekannten stammende Angaben sowohl in der amtlichen Statistik als auch in der empirischen Sozialforschung und auch der Marktforschung durchaus nicht unüblich und auch keineswegs nur als „Notlösung“ zu betrachten. Der Hauptgrund dafür, Proxy-Interviews zuzulassen, besteht in der dadurch zu erreichenden Reduktion von Erhebungskosten, da die mehrfache Kontaktaufnahme entfällt. Außerdem kann die Akzeptanz von Proxy-Interviews Ausschöpfungsquoten erhöhen (Schnell, 1997, 22 f.), wenn z. B. die zu befragende Person aufgrund von Krankheit nicht auskunftsfähig oder sie aufgrund einer längeren Abwesenheit während der Feldzeit nicht erreichbar ist. In Folge steigender Umfragekosten und sinkender Teilnahmebereitschaft ist dies durchaus nachvollziehbar. In nahezu allen sozialwissenschaftlichen Umfragen wie z. B. dem ALLBUS oder dem Wohlfahrtssurvey werden demographische Eckdaten wie das Alter und das Geschlecht der Personen, mit denen die befragte Person im Haushalt zusammenlebt, als Proxy-Angaben erhoben. Sehr häufig werden auch Proxy-Angaben zu sozioökonomischen Merkmalen des (Ehe-)Partners, wie etwa seine berufliche Stellung und berufliche Tätigkeit, oder Fragen zu Merkmalen der Eltern, etwa ihren Schulabschluss, oder Angaben zum Geburtsjahr und zum Geschlecht der Kinder, die nicht mehr im Haushalt leben, erhoben. Proxy-Interviews werden jedoch nicht nur eingesetzt, um Informationen über nahe Verwandte und Bekannte zu ermitteln, sondern auch als „eigenständige Methode“, um von Befragten Angaben zu ihren Freunden und Bekannten zu erhalten. In der Netzwerkforschung ist dies das Instrument der egozentrierten Netzwerke, bei dem Fragen z. B. nach dem Beruf, dem Wohnort oder der Parteipräferenz der Freunde und Bekannten gestellt werden (Wolf, 2006). In der nationalen und internationalen amtlichen Statistik werden ProxyInterviews bei Haushaltserhebungen, wie dem Mikrozensus, dem Europäischen Haushaltspanel (ECHP) oder dessen Nachfolgeerhebung European Statistic on Income and Living Conditions (EU-SILC), dem US Labour Force 396

Verteilung von Proxy-Interviews im deutschen Mikrozensus

Survey und den Labour Force Surveys in den europäischen Mitgliedstaaten eingesetzt. Im Gegensatz zu anderen Haushaltsbefragungen, wie beispielsweise dem British Household Panel Survey (BHPS) oder dem US Survey of Income and Program Participation (SIPP), erlaubt der Mikrozensus, dass sämtliche zu erhebende Angaben über Haushaltsmitglieder nicht von diesen selbst, sondern von anderen Haushaltsmitgliedern stammen. Diese Proxy-Interviews sind Gegenstand des vorliegenden Beitrags. Aus Sicht der Forschung stellen sich im Zusammenhang mit Proxy-Angaben im Allgemeinen und Proxy-Interviews im Besonderen zwei Fragen: Zum einen interessiert, ob Proxy-Interviews sich gleichmäßig über verschiedene Bevölkerungsgruppen verteilen oder ob sie in spezifischen Gruppen besonders häufig, in anderen eher selten vertreten sind. Zum anderen ist von Interesse, wie stark sich Selbst- und Proxy-Angaben in der Qualität der Antworten unterscheiden, d. h. inwieweit es Abweichungen zwischen Selbst- und Fremdangaben gibt und welche Auswirkungen dies auf substanzielle Untersuchungen hat. Im vorliegenden Beitrag werden wir uns auf die zuerst genannte Frage konzentrieren. Dazu werden wir im Folgenden zunächst einige theoretische Überlegungen zu den Determinanten von ProxyInterviews diskutieren. Dann stellen wir unsere Datenbasis und Analysestrategie vor. Im Anschluss daran präsentieren wir unsere Ergebnisse und enden schließlich mit einer Zusammenfassung und einigen weiterführenden Überlegungen zu den Konsequenzen unserer Resultate.

2 Theoretische Überlegungen zur Verbreitung von Proxy-Interviews Der Mikrozensus ist nach § 7 des Mikrozensusgesetzes 2005 mit Auskunftspflicht belegt. Dementsprechend finden sich nur sehr geringe Unit-Nonresponse-Raten von circa 6% bei den Haushalten und 4% bei den Personen. Dort wo Unit-Nonresponse auftritt, handelt es sich immer um den Ausfall eines kompletten Haushalts. Unit-Nonresponse innerhalb eines Haushalts kommt dagegen unseres Wissens nach nicht vor. Die uns interessierende Entscheidungssituation sieht somit wie folgt aus: Hat ein Interviewer eine auskunftspflichtige Person eines Mikrozensushaushalts erreicht, gibt es für jede Person in diesem Haushalt die Möglichkeit, die Angaben selbst zu machen, oder aber ein anderes auskunftspflichtiges Haushaltsmitglied gibt die Auskünfte. Geht man davon aus, dass ein Proxy-Interview für die auskunftgebende Person Kosten verursacht, folgt, dass ein Proxy-Interview wahrscheinlich 397

Christof Wolf, Paul Lüttinger

nicht auftritt, wenn die Zielperson leicht erreichbar ist und somit die Auskünfte selbst geben könnte. Allerdings kann es unter bestimmten Bedingungen auch bei Anwesenheit der Zielperson zu einem Proxy-Interview kommen, und zwar dann, a) wenn die Zielperson z. B. aus gesundheitlichen Gründen nicht (oder nicht zu vertretbaren Kosten) in der Lage ist, selbst zu antworten, oder b) wenn es dem Selbstverständnis der auskunftgebenden Person entspricht, den Haushalt nach außen zu vertreten. Die Faktoren, die die Wahrscheinlichkeit für ein Proxy-Interview beeinflussen, können unterschieden werden in solche, die die Erreichbarkeit beeinflussen, und solche, die die Auskunftswilligkeit bzw. Auskunftsfähigkeit betreffen. Die Erreichbarkeit einer Person ist eine Funktion ihrer Verpflichtungen außerhalb und innerhalb des Haushalts. Diese Verpflichtungen werden mit dem Erwerbsstatus, dem Alter, dem Geschlecht und der Größe sowie der Zusammensetzung des Haushaltes variieren (Stoop 2005: 66 f.). Proxys sollten eher für Erwerbstätige als für Nichterwerbstätige vorkommen. Dies sollte umso mehr gelten, wenn schwer erreichbare mit leicht erreichbaren Personen zusammen wohnen: D. h. wenn ein Vollzeitbeschäftigter mit einem nicht erwerbstätigen Ehepartner zusammenwohnt, sollte dies die Wahrscheinlichkeit für ein Proxy-Interview erhöhen. Schwer erreichbare Personen sind weiterhin jüngere, sich in der Ausbildung befindliche Personen. Ähnlich lassen sich Befunde deuten, nach denen Großstädter seltener erreicht werden als Personen in kleineren Orten und Personen in großen Mehrfamilienhäusern bzw. Hochhäusern seltener als Personen in Einfamilienhäusern. Da es sich beim Mikrozensus um eine Haushaltsbefragung handelt, bei der auch Angaben zum Haushalt insgesamt erhoben werden, kann schließlich erwartet werden, dass die Wahrscheinlichkeit eines Proxy-Interviews bei den Haushaltsmitgliedern höher ist, die nicht zur Generation der Haushaltsbezugsperson bzw. des Haupteinkommensbeziehers gehören. Also sollte für Kinder, die bei ihren Eltern wohnen, und für Elternteile, die bei ihren Kindern wohnen, ein höherer Anteil von Proxy-Interviews beobachtet werden. Außerdem kann generell erwartet werden, dass die Proxy-Quote in großen Haushalten höher ist, da es unwahrscheinlich wird, dass jedes einzelne Haushaltsmitglied persönlich angetroffen wird (Biemer & Lyberg, 2003, 286). Leicht erreichbar sind dagegen insbesondere Personen, die nicht erwerbstätig sind (z. B. Rentner), oder solche, die Kinder zu betreuen haben (vgl. Sodeur, 2007). Wie Kohler (2007) zeigt, gilt diese Vermutung wahrscheinlich eher für Frauen, die nicht vollzeiterwerbstätig sind und mit vollzeiterwerbstätigen Männern zusammenleben, jedoch wahrscheinlich nicht 398

Verteilung von Proxy-Interviews im deutschen Mikrozensus

umgekehrt. Nach Hoffmeyer-Zlotnik (2006) hat hier ein Rollenwandel stattgefunden. Während bei jüngeren Paaren beide den Haushalt nach außen vertreten und es von den Randbedingungen abhängt, wer erreicht wird – also z. B. von der Erwerbstätigkeit der Frau und des Mannes sowie dem Vorhandensein von jüngeren Kindern –, berichtet Hoffmeyer-Zlotnik, dass bei älteren Paaren der Mann den Haushalt nach außen vertritt. Dies bringt uns zur Auskunftswilligkeit. Die Auskunftswilligkeit, d. h. die Bereitschaft, mit Fremden zu kommunizieren, sowie die Auskunftsfähigkeit sollten sich ebenfalls deutlich auf die Wahrscheinlichkeit eines Proxy-Interviews auswirken. Dabei dürfte neben dem Bildungsabschluss als allgemeines Merkmal, insbesondere die Nationalität und die daran gekoppelte Sprachkompetenz eine wichtige Rolle spielen, insbesondere bei Selbstausfüllern oder Telefoninterviews.1 So werden insbesondere (ältere) Ausländer mit schlechten Deutschkenntnissen eher ihre Kinder antworten lassen. Aufgrund von Krankheit eingeschränkt auskunftsfähige Personen, deren Anteil sich mit zunehmendem Alter erhöhen dürfte (Hoffmeyer-Zlotnik, 2006, 26), werden sich durch andere Haushaltsmitglieder (Ehe- oder Lebenspartner) vertreten lassen.

3 Datengrundlage Die Datengrundlage für die im Folgenden präsentierten Analysen ist das Scientific Use File (SUF) des Mikrozensus 2005. Der Mikrozensus in Deutschland ist eine amtliche Haushaltsstichprobe von einem Prozent der Bevölkerung, in der Daten über die Bevölkerung und den Arbeitsmarkt erhoben werden. Er wird seit 1957 im früheren Bundesgebiet und seit 1991 auch in den neuen Bundesländern jährlich erhoben. Grundlage der Auswahl ist die gesamte wohnberechtigte Bevölkerung Deutschlands, zu der im Jahr 2005 über 80 Millionen Menschen gehörten. Der Mikrozensus ist die größte laufende Stichprobe in Europa (vgl. z. B. Emmerling & Riede, 1997; Hartmann, 1989; Lüttinger & Riede, 1997). Die Rechtsgrundlage des Mikrozensus ist das Gesetz zur „Durchführung einer Repräsentativstatistik über die Bevölkerung und den Arbeitsmarkt“ (Mikrozensusgesetz). In diesem wird auch geregelt, dass es für den Großteil der Fragen eine Auskunftspflicht gibt. Diese Auskunftspflicht erstreckt sich auch auf Proxy-Interviews. „Auskunftspflichtig sind . . . alle Volljährigen oder einen eigenen Haushalt führenden Minderjährigen, auch für minderjährige Haushaltsmitglieder und für volljährige Haushaltsmitglieder, die we399

Christof Wolf, Paul Lüttinger

gen einer Behinderung nicht selbst Auskunft geben können; in Gemeinschafts- und Anstaltsunterkünften ist für Minderjährige und für volljährige Personen, die wegen einer Behinderung nicht selbst Auskunft geben können, die Leitung der Einrichtung auskunftspflichtig; die Auskunftspflicht für Minderjährige oder die Personen, die wegen einer Behinderung nicht selbst Auskunft geben können, erstreckt sich nur auf die Sachverhalte, die dem Auskunftspflichtigen bekannt sind; sie erlischt, soweit eine von der behinderten Person benannte Vertrauensperson Auskunft erteilt“ (§ 7 (2) des Mikrozensusgesetzes 2005). Generell ist es den volljährigen Haushaltsmitgliedern allerdings freigestellt, wer für eine andere Haushaltsperson Auskunft erteilt (Statistische Ämter des Bundes und der Länder, 2004, 16). Die Art der Beteiligung am Mikrozensus, d. h. ob Selbst- oder Fremdauskünfte vorliegen, wurde 1999 erstmals im Rahmen der EU-Arbeitskräftestichprobe erhoben und ist in den Scientific Use Files der Mikrozensen ab 1999 ausgewiesen. Der Anteil der Proxy-Interviews für Personen ab 15 Jahren lag bei den Mikrozensen ab 1999 durchschnittlich bei circa einem Viertel (Lechert & Schimpl-Neimanns, 2007, 3) und entspricht damit in etwa den durchschnittlichen Proxy-Anteilen der meisten EU Labour Force Surveys, der zwischen 25% und 30% liegt, wobei die höchsten Anteile in den LFS-Erhebungen der Slowakei (61,6%), Sloweniens (57,6%) und Spaniens (52,9%) zu finden sind.2 In die folgenden Analysen wird nur die Risikopopulation einbezogen, also Personen, für die sowohl eine Selbst- wie auch eine Fremdangabe vorliegen könnte. Diese Abgrenzung schließt zunächst alle Personen unter 15 Jahren aus, da für diese keine Selbstauskünfte eingeholt werden. Außerdem werden Personen in Ein-Personen-Haushalten ausgeschlossen, weil für diese kein anderes Haushaltsmitglied Auskünfte geben könnte. Schließlich wird die Anstaltsbevölkerung ausgeschlossen, da für diese nahezu ausschließlich Proxy-Angaben vorliegen. Es verbleiben somit alle über 14-Jährigen, die in Privathaushalten mit mindestens zwei über 14-jährigen Personen leben. Um Doppelzählungen zu vermeiden, sind die Analysen auf die Bevölkerung am Ort der Hauptwohnung beschränkt. Von den insgesamt 477.239 Fällen im SUF des Mikrozensus 2005, der unseren weiteren Analysen zugrunde liegt, gehören 313.578 Fälle zur oben beschriebenen Risikogruppe in Privathaushalten. Für 5,6% dieser Gruppe liegen jedoch keine Angaben dazu vor, ob es sich um Selbst- oder Fremdauskünfte handelt. Damit reduziert sich der Datensatz auf 295.309 Personen. Die Datenerhebung erfolgt beim Mikrozensus traditionell durch Interviewer in einem persönlichen Interview mittels eines standardisierten Fragebo400

Verteilung von Proxy-Interviews im deutschen Mikrozensus

gens. Diese Form der Befragung erfolgt heute als computerunterstütztes Interview (Computer Assisted Personal Interview, CAPI).3 Seit 1996 gibt es zudem die Möglichkeit, den Fragebogen (mittels eines eigenen Fragebogens) selbst auszufüllen (Self Administered Questionnaire SAQ).4 Schließlich darf, seit dem Mikrozensus 2004, die Befragung auch telefonisch erfolgen; dies geschieht ebenfalls computerunterstützt (Computer Assisted Telephone Interview, CATI). Leider ist die Information über die Art der Beteiligung (Interviewer, Selbstausfüllerfragebogen, Telefon) nicht im Scientific Use File des Mikrozensus 2005 enthalten, so dass für den Mikrozensus 2005 keine Aussagen darüber gemacht werden können, ob die Proxy-Quote systematisch nach der Art der Beteiligung variiert. Wir konnten allerdings für den Mikrozensus 2006, der erst kurz vor der Drucklegung des Artikels zur Verfügung stand, diesen Zusammenhang überprüfen. Dabei betrachten wir nur die „Population unter Risiko“, also diejenigen, für die potenziell ein Proxy-Interview vorliegen kann (siehe oben). Tabelle 1 zeigt, dass der Anteil der Proxy-Interviews deutlich nach der Erhebungsform variiert. Der durchschnittliche Anteil an Proxy-Interviews beträgt im Mikrozensus 2006 30,8%. Deutlich erhöht ist dieser Anteil mit 43,8% bei den Telefoninterviews. Bei den Telefoninterviews besteht die Tendenz, dass (wahrscheinlich) der den Anruf beantwortende Erwachsene auch die Auskünfte für die anderen Mitglieder des Haushaltes gibt. Allerdings beträgt der Anteil von Telefoninterviews an allen Interviews lediglich 2,3%. Den geringsten Anteil an Proxy-Antworten beobachten wir für die Selbstausfüllerfragebogen mit nur knapp einem Fünftel. In diesen Fällen wird der Fragebogen im Haushalt sukzessive von allen Mitgliedern beantwortet (der Anteil der Selbstausfüllerfragebögen an allen Interviews beträgt 16,7%). Tabelle 1: Proxy-Interviews nach Art der Erhebung im Mikrozensus 2006 (in Prozent)

CAPI

Datenerhebungsmodus SAQ CATI

Selbstauskünfte Proxy-Interviews

67,4 32,6

79,5 20,5

56,2 43,8

Total (= 100 %)

262.288

54.072

7.468

Zur Abgrenzung der Risikopopulation siehe Text. Datenbasis: SUF Mikrozensus 2006.

401

Christof Wolf, Paul Lüttinger

4 Ergebnisse Von der im letzten Abschnitt beschriebenen Risikogruppe liegen für 68,4% Selbstangaben und für 31,6% Proxy-Angaben vor. Der Anteil mit Proxy-Angaben variiert jedoch stark zwischen verschiedenen Bevölkerungsgruppen. Betrachten wir zunächst die Variationen nach dem Alter (Tabelle 2). Hier zeigt sich deutlich der erwartete u-förmige Verlauf. Unter den Jüngsten beträgt die Proxy-Quote annähernd 80%. Bis zu den 30-Jährigen fällt diese Quote steil auf unter 30% ab, um anschließend bis zu den 65-Jährigen weiter zurückzugehen, allerdings weniger stark. Mit weniger als 19% werden die niedrigsten Anteile von Proxy-Angaben bei Personen im Alter zwischen 65 und 74 Jahren beobachtet. Ab 75 Jahren steigt der Anteil von Drittangaben wieder relativ steil an und erreicht bei den über 90-Jährigen deutlich über 50%. Tabelle 2: Proxy-Interviews nach Alter und Stellung im Haushalt (in Prozent) Insgesamt 15–19 Jahre 20–24 Jahre 25–29 Jahre 30–34 Jahre 35–39 Jahre 40–44 Jahre 45–49 Jahre 50–54 Jahre 55–59 Jahre 60–64 Jahre 65–69 Jahre 70–74 Jahre 75–79 Jahre 80–84 Jahre 85 und älter Gesamt eta Fallzahl

Mit Partner Männer Frauen

Sonstige

78,7 61,0 38,7 28,9 26,4 25,8 24,7 24,9 24,3 20,2 18,1 18,2 19,4 24,7 40,1

* 23,9 25,3 27,6 28,3 28,7 27,9 26,1 23,7 17,3 14,7 13,8 13,4 15,1 22,2

27,2 24,6 23,8 23,4 22,5 23,1 23,3 25,0 25,9 23,7 22,0 22,4 24,1 27,6 35,5

79,7 74,9 72,9 63,6 55,9 55,4 40,6 39,0 25,3 * * * – – –

63,0 38,1 28,3 25,7 15,0 10,5 08,8 11,7 13,3 14,4 19,6 27,1 37,0 48,4 67,9

31,6 0,38 295.115

22,7 0,14 115.945

23,7 0,03 115.952

74,8 0,20 47.565

23,3 0,39 15.653

* weniger als 100 Personen; – keine Personen Datenbasis: SUF Mikrozensus 2005.

402

Ledige Kinder

Verteilung von Proxy-Interviews im deutschen Mikrozensus

Eine weitere Differenzierung nach dem Geschlecht zeigt zunächst, dass der Anteil der Proxy-Interviews unter Männern mit 33% geringfügig über dem Anteil der Frauen liegt (30%). Betrachten wir jedoch nur Männer und Frauen, die mit ihrem (Ehe-)Partner zusammenleben, und gliedern weiter nach dem Alter der Befragten auf, dann zeigt sich die erwartete altersspezifische Geschlechtsdifferenzierung. Bei Paaren im Alter bis 54 Jahre kann eine deutlich höhere Proxy-Quote für Männer festgestellt werden. Bei älteren Paaren dagegen dreht sich dieses Verhältnis um, und der Anteil der Proxy-Interviews für Frauen liegt um etwa 10 Prozentpunkte über dem der Männer (vgl. Tabelle 2, S. 402). Dieses Ergebnis kann dahin gehend gedeutet werden, dass der Haushalt bei älteren Paaren nach außen eher von Männern vertreten wird, während es unter den jüngeren Paaren keine entsprechend starke Aufgabenteilung gibt und die Frage nach der Vertretung des Haushalts nach der Verfügbarkeit entschieden wird. Sind Kinder unter 15 Jahren im Haushalt, steigt die Proxy-Quote von Männern um 7 Prozentpunkte (von 31% auf 38%), während sich für Frauen kein Unterschied ergibt. Eine Analyse des Proxy-Anteils nach der Haushaltsgröße zeigt den erwarteten positiven Zusammenhang. Während bei Zwei-Personen-Haushalten die Proxy-Quote unter 25% liegt, beträgt sie bei den Haushalten mit sieben und mehr Personen zwei Drittel. Doch nicht nur die Haushaltsgröße, auch die Stellung im Haushalt beeinflusst, ob ein Proxy-Interview durchgeführt wurde. Für (ledige) Kinder, die bei ihren Eltern leben, beträgt die ProxyQuote 75%! Für andere Haushaltsmitglieder liegt diese Quote dagegen lediglich bei 23–24%. Werden diese Angaben noch nach der Staatsangehörigkeit differenziert, zeigt sich erwartungsgemäß eine deutlich erhöhte Proxy-Quote für Ausländer (32% zu 22% für Ehemänner, 36% zu 23% für Ehefrauen und 35% zu 23% bei anderen erwachsenen Haushaltsmitgliedern; vgl. Abbildung 1, S. 404). Bei den Kindern dreht sich das Verhältnis allerdings um: Während für 76% der deutschen Kinder Proxy-Angaben vorliegen, sind es nur 61% bei ausländischen Kindern. Dieses Ergebnis, das aufgrund der Ergebnisse der Umfrageforschung erwartet worden war, beruht auf den teilweise schlechten Sprachkenntnissen erwachsener Ausländer, die sich beim Umgang mit (deutschen) Behörden oder Ärzten von ihren Kindern helfen lassen. [abb01] Eine weitere Hypothese betraf den Zusammenhang zwischen der Bildung und der Auskunftswilligkeit. Als Indikatoren der Bildung greifen wir auf den schulischen und den beruflichen Abschluss zurück. Tabelle 3 (S. 405) gibt die relative Zahl der Proxy-Interviews für verschiedene Schulabschlüsse nach Altersgruppen und Geschlecht wieder. Zunächst zeigt 403

Christof Wolf, Paul Lüttinger

Abbildung 1: Proxy-Interviews nach Stellung im Haushalt und Staatsangehörigkeit

Datenbasis: SUF Mikrozensus 2005

sich, dass die oben erwähnten Zusammenhänge zwischen Alter, Geschlecht und Proxy-Angaben für jede Bildungsstufe gelten. Mit dem Alter sinkt die Proxy-Quote, wobei sie in den jüngeren Gruppen bei den Männern, in den älteren Gruppen bei den Frauen höher ist. Für die Schulabschlüsse weist die Tabelle ein deutliches Bildungsgefälle auf: Je niedriger der Schulabschluss, desto höher der Anteil von Proxy-Angaben, wobei insbesondere diejenigen ohne Abschluss durch eine hohe Proxy-Quote ins Auge fallen. Es mag sein, dass diese recht kleine Gruppe (ca. 3%) teilweise Schwierigkeiten hat, einer Befragung zu folgen. In Bezug auf die berufliche Ausbildung fallen die Unterschiede deutlich geringer aus. Allerdings ist auch hier tendenziell mit steigendem Abschluss eine Abnahme der ProxyInterviews feststellbar (keine Tabelle). 404

Verteilung von Proxy-Interviews im deutschen Mikrozensus

Tabelle 3: Proxy-Interviews nach Schulabschluss, Alter und Geschlecht (in Prozent) 15–29

30–44

45–59

60+

Frauen Keinen Hauptschulabschluss Realschulabschluss (Fach-)Abitur eta Fallzahl

55,3 44,7 48,3 51,2 0,05 21.053

37,0 24,9 20,5 23,0 0,08 39.105

38,5 24,2 20,9 23,4 0,07 38.891

33,9 23,9 24,4 26,6 0,04 38.988

Männer Keinen Hauptschulabschluss Realschulabschluss (Fach-)Abitur eta Fallzahl

63,3 60,6 62,3 61,1 0,02 22.551

38,9 32,7 31,0 28,8 0,04 36.655

32,6 27,1 25,9 24,4 0,03 36.693

27,8 16,9 12,9 12,0 0,08 43.132

Datenbasis: SUF Mikrozensus 2005.

Die Erwerbstätigkeit steht nicht im Zusammenhang zum Befragungsstatus. Wird allerdings nach dem Umfang der Arbeitszeit differenziert, zeigt sich ein u-förmiger Zusammenhang. Bei den Nichterwerbstätigen beobachten wir eine Proxy-Quote von 32%. Bei den Personen, die stundenweise bis zu 19 Stunden erwerbstätig sind, liegt der Anteil der Proxy-Angaben lediglich bei 25% und steigt dann kontinuierlich bis auf 35% für diejenigen, die 40 Stunden und mehr pro Woche arbeiten. Betrachtet man nur Paare und unterscheidet Paare mit und ohne jüngere Kinder im Haushalt, dann ergeben sich die in Tabelle 4 (S. 406) dargestellten Ergebnisse. Unter Paaren ohne jüngere Kinder im Haushalt ist der Prozentsatz der Proxy-Interviews der Frauen nahezu immer höher als derjenige der Männer. Nur in den Partnerschaften, in denen die Männer 40 Stunden und mehr und die Frauen höchstens 39 Stunden pro Woche arbeiten, zeigen sich höhere Proxy-Quoten der Männer. Ganz anders sieht es aus, wenn jüngere Kinder zum Haushalt gehören. Dann sind die Proxy-Quoten der Partner entweder nahezu ausgeglichen (± 2 Prozentpunkte) oder die Quoten der Männer liegen über denjenigen der Frauen. Letzteres gilt insbesondere dann, wenn der Mann 40 Stunden pro Woche und mehr arbeitet, und zwar unabhängig davon, wie viel die Frau arbeitet. 405

Christof Wolf, Paul Lüttinger

Tabelle 4: Differenz der Proxy-Quoten von Männern und Frauen nach Ausmaß der Erwerbstätigkeit und dem Vorhandensein von Kindern unter 15 Jahren im Haushalt, nur (Ehe-)Paare (Prozentpunkte) a) Keine Kinder unter 15 Jahren nicht erwerbst. Erwerbstätigkeit des Mannes

nicht erwerbstätig bis 19 Stunden 20 bis 39 Stunden 40 Stunden u. mehr

–8,4 –11,1 –7,1 4,4

Erwerbstätigkeit der Frau bis 20 bis 19 Std 39 Std –5,6 –9,9 –2,1 11,3

–10,5 –8,8 –3,4 5,4

40 Std u. m. –9,4 –16,8 –9,8 –0,1

b) Kinder unter 15 Jahren im Haushalt nicht erwerbst. Erwerbstätigkeit des Mannes

nicht erwerbstätig bis 19 Stunden 20 bis 39 Stunden 40 Stunden u. mehr

–1,3 –0,9 –5,8 10,4

Erwerbstätigkeit der Frau bis 20 bis 19 Std 39 Std 0,4 1,6 4,1 16,3

3,2 –1,2 2,6 14,0

40 Std u. m. –2,6 –15,2 0,0 7,6

Datenbasis: SUF Mikrozensus 2005

Die beiden letzten hier analysierten Merkmale haben mit dem Wohnort bzw. dem Wohnhaus der Befragten zu tun. Untersuchen konnten wir die Ortsgröße und die Größe des Gebäudes, in dem die befragte Person lebt. Der Einfluss der Ortsgröße ist gering und steht teilweise im Widerspruch zu unserer Erwartung. Es zeigt sich ein u-förmiger Zusammenhang mit höheren Proxy-Quoten in der Gruppe der kleinsten und größten Orte und weniger Proxy-Interviews in den mittelgroßen Wohnorten. Für die Gebäudegröße finden wir eine monoton fallende Beziehung: Je größer das Gebäude, desto kleiner der Proxy-Anteil. Zum Abschluss unserer Analysen präsentieren wir die Ergebnisse einer logistischen Regression. Mit Hilfe dieses Modells untersuchen wir die gemeinsame Wirkung der bisher untersuchten Faktoren auf die Wahrscheinlichkeit eines Proxy-Interviews. Die Ergebnisse dieser Analyse sind in Tabelle 5 (S. 408) zusammengestellt. In Bezug auf das Alter bestätigt sich der de406

Verteilung von Proxy-Interviews im deutschen Mikrozensus

skriptiv gefundene kurvilineare Effekt, der hier als quadratisch modelliert wird. Die geringsten Proxy-Quoten weisen Personen im mittleren Alter auf, während diese zu den Rändern der Altersverteilung hin deutlich ansteigen. Ebenso zeigt sich ein starker Einfluss der Haushaltsgröße auf die Wahrscheinlichkeit eines Proxy-Interviews. Mit jedem weiteren Haushaltsmitglied über 14 Jahre steigt die relative Change auf ein Proxy-Interview um nahezu 30%. Ebenso zeigt sich der Einfluss der Zusammensetzung des Haushalts auch in der multivariaten Analyse. Für Personen, die noch bei ihren Eltern wohnen, liegt 4,5-mal häufiger eine Fremdauskunft vor als für andere Personen. Für Frauen, die mit ihrem Partner, aber ohne Kinder unter 15 Jahren leben, liegen häufiger Fremdauskünfte vor als für Männer in ebensolchen Haushalten. Betrachten wir dagegen Männer in Haushalten mit jüngeren Kindern, dann drehen sich die Verhältnisse um: Hier liegen deutlich mehr Fremdauskünfte für Männer als für Frauen vor. Ähnlich wie die Zusammensetzung der Haushalte wirkt sich die Erwerbsbeteiligung und das Ausmaß der Erwerbstätigkeit bei Männern und Frauen unterschiedlich auf die Proxy-Quoten aus. Zum einen ist der Einfluss dieser Faktoren bei Frauen geringer als bei Männern, zum anderen zeigt sich bei Frauen im Vergleich von Nicht-Erwerbstätigen zu solchen, die weniger als 40 Stunden pro Woche arbeiten, eine Verringerung der Proxy-Quoten, während unter den Männern die Wahrscheinlichkeit einer Fremdauskunft von der Nichterwerbstätigkeit über die Erwerbsbeteiligung bis 39 Stunden pro Woche bis zu einer größeren Erwerbsbeteiligung hin ansteigt. Unsere oben geäußerte allgemeine Vermutung, dass die Erreichbarkeit negativ mit dem Ausmaß der Erwerbstätigkeit variiert, muss nach den vorliegenden Ergebnissen modifiziert werden. Dies scheint nur für Männer, nicht jedoch für Frauen zu gelten. Der Einfluss der Ortsgröße verschwindet im multivariaten Modell nahezu vollständig. Lediglich eine geringfügig höhere Rate von Fremdauskünften in Großstädten kann konstatiert werden (ca. 8%). Einen etwas größeren Einfluss hat die Gebäudegröße. Relativ zu kleinen Gebäuden (1 bis 4 Wohnungen) ist der Anteil an Proxy-Interviews in mittleren (5 bis 10 Wohnungen) und größeren Gebäuden (11 und mehr Wohnungen) niedriger.5 Auch dieser Befund steht im Widerspruch zu unserer Erwartung. Schließlich kommen wir noch zu den zwei Merkmalen, die unseres Erachtens Indikatoren für die Auskunftswilligkeit bzw. -fähigkeit sind, die Bildung und die Nationalität. Die Ergebnisse der multivariaten Analyse decken sich mit denen der oben präsentierten deskriptiven Analysen und sind mit unseren Erwartungen kompatibel. Für Menschen ohne deutsche Staatsbürgerschaft liegen 40% häufiger Fremdauskünfte vor als für Deutsche. Ähnlich 407

Christof Wolf, Paul Lüttinger

verhält es sich mit Menschen ohne einen Schul- oder beruflichen Abschluss, bei denen Fremdauskünfte etwa 30% bzw. 20% häufiger beobachtet werden. Offensichtlich gelingt es – ähnlich wie auch in anderen Umfragen – im Mikrozensus nicht, Menschen, die mit dem Deutschen oder mit der Schriftsprachlichkeit im Allgemeinen Probleme haben, in gleichem Maße zur Teilnahme zu bewegen wie andere. Tabelle 5: Logistische Regression des Proxy-Status auf ausgewählte Merkmale

Alter (in Dekaden, zentriert bei 40 Jahren) Alter quadriert Anzahl Haushaltsmitglieder über 14 Jahre Eltern im Haushalt Männlich Partner im Haushalt Männlich x Partner Kind unter 15 im Haushalt Männlich x Kind unter 15 im Haushalt Arbeitszeit (Ref. nicht erwerbstätig) bis 19 Stunden 20 bis 39 Stunden 40 Stunden und mehr Männlich x Arbeitszeit (Ref. nicht erwerbst.) bis 19 Stunden 20 bis 39 Stunden 40 Stunden und mehr Ortsgröße (Ref. unter 20.000) 20.000 bis unter 50.000 50.000 bis unter 100.000 100.000 und mehr Gebäudegröße (Ref. klein) Mittel Groß Neubau Gemeinschaftsunterkunft/Anstalt Schulabschluss (Ref. (Fach-)Abitur) keinen Abschluss Hauptschulabschluss Realschulabschluss

408

B

SE

eB

–0,137 0,052 0,253 1,506 –0,051+ 0,194 –0,414 –0,076 0,432

0,006 0,002 0,006 0,028 0,025 0,022 0,025 0,016 0,021

0,872 1,053 1,288 4,510 0,951+ 1,214 0,661 0,926 1,540

–0,178 –0,055 0,099

0,022 0,017 0,020

0,837 0,947 1,104

0,243 0,218 0,494

0,050 0,025 0,024

1,275 1,243 1,638

–0,013ns –0,002ns 0,079

0,011 0,015 0,016

0,987ns 0,998ns 1,082

–0,178 –0,156 –0,068 0,065ns

0,014 0,018 0,013 0,124

0,837 0,856 0,935 1,067ns

0,259 –0,005ns –0,077

0,029 0,016 0,016

1,296 0,995ns 0,926

Verteilung von Proxy-Interviews im deutschen Mikrozensus

Ausbildung (Ref. (Fach-)Hochschule) keine Ausbildung Ausbildung (nicht akademisch) Ausländer Konstante

0,194 0,125 0,341 –2,049

-2 loglikelihood Nagelkerke R²

0,022 0,020 0,018 0,034

1,214 1,133 1,406 0,129 296030 17,1

ns: nicht signifikant; + 0,01 < p < 0,05; ansonsten gilt p < 0,01. Datenbasis: SUF Mikrozensus 2005.

5 Schluss In diesem Artikel haben wir untersucht, mit welchen Merkmalen das Vorliegen von Fremdauskünften, so genannte Proxy-Interviews, im Mikrozensus variieren. Wir sind davon ausgegangen, dass die Wahrscheinlichkeit eines Proxy-Interviews mit ähnlichen Faktoren variiert und in ähnlicher Weise erklärt werden kann wie die Erreichbarkeit und Befragungsbereitschaft von Befragten in sozialwissenschaftlichen Umfragen. Analytisch lassen sich unseres Erachtens die Erreichbarkeit und die Bereitschaft bzw. Befähigung zur Befragung unterscheiden. In Ermangelung direkter Indikatoren für diese beiden übergeordneten Faktoren haben wir argumentiert, dass die zur Verfügung stehenden demographischen und sozioökonomischen Variablen diesen Konzepten zugeordnet werden können. Wir hatten erwartet, dass die Erreichbarkeit mit dem Alter, der Größe und Zusammensetzung der Haushalte, dem Geschlecht, der Wohnortgröße und der Gebäudeart variieren sollte. Die Befragungsbereitschaft bzw. -befähigung sollte sich dagegen v. a. nach der Bildung und der Nationalität unterscheiden. Untersucht haben wir diese Vermutungen auf der Grundlage des Scientific Use File des Mikrozensus 2005. Die Ergebnisse unserer Analysen haben nicht alle unsere Erwartungen bestätigt. Insbesondere zeigte sich, dass die Zusammensetzung der Haushalte, die Erwerbstätigkeit und das Ausmaß der Erwerbsbeteiligung für Männer und Frauen sehr unterschiedliche Effekte haben. Frauen weisen höhere Proxy-Quoten auf als Männer, wenn sie mit einem Partner zusammenleben und wenn sie nicht erwerbstätig sind. Bei Männern dagegen ist die Rate an Fremdauskünften höher als bei Frauen, wenn sie mit einem jüngeren Kind zusammenleben oder wenn sie erwerbstätig, insbesondere vollzeiterwerbstätig sind. Im Gegensatz zu diesen Faktoren hat die Ortsgröße und die Gebäudegröße nur eine untergeordnete Bedeutung für die Erreichbarkeit. 409

Christof Wolf, Paul Lüttinger

Deutlich bestätigt haben sich unsere Erwartungen, dass Menschen mit geringer Bildung oder Menschen mit schlechten Kenntnissen der deutschen Sprache schwerer befragbar sind. Entsprechend haben wir für diese Personen höhere Raten an Proxy-Interviews gefunden. Es bleibt die entscheidende Frage nach den Auswirkungen von ProxyInterviews auf die Datenqualität im Mikrozensus und damit auf die Validität der Ergebnisse, die auf Basis des Mikrozensus gewonnen werden. Auch wenn wir diese Frage hier nicht beantworten können, wollen wir zum Abschluss doch einige erste Überlegungen und allererste Ergebnisse zu diesem Problem diskutieren. Zunächst muss festgestellt werden, dass die Möglichkeit von Proxy-Interviews im Mikrozensus zu einem sehr geringen UnitNonresponse führt. Die weitgehende Abdeckung der Bevölkerung, die durch die Teilnahmepflicht erreicht wird, ist neben dem Stichprobenumfang die zentrale Stärke des Mikrozensus. Dennoch muss gefragt werden, welchen Einfluss die Proxy-Angaben auf die Qualität des Mikrozensus haben. Sudman, Bradburn & Schwarz (1996, 243) kommen auf Basis eines kognitiven Modells der Antwortgenerierung und verschiedener Analysen zu dem Schluss, dass Proxy-Angaben zu Verhalten, aber auch zu Einstellungen kaum ein Qualitätsproblem darstellen. Andere Autoren dagegen weisen auf die geringere Reliabilität (Alwin, 2007, 152 f.) und teilweise Verzerrungen von Fremdangaben hin (Groves et al., 2004, 230; Pappi & G. Wolf, 1984). Allerdings besteht die Schwierigkeit der meisten Analysen in diesem Feld darin, dass es sich, wie auch im Mikrozensus, nicht um experimentell beobachtete Daten handelt; also nicht systematisch variiert wurde, welche Personen unter welchen Bedingungen eine Selbst- oder eine Fremdauskunft zu geben haben (vgl. Moore 1988 für eine Kritik solcher Studien; siehe Schwarz & Wellens, 1997 für entsprechende Experimente). Für den Mikrozensus kommen Köhne-Finster & Lingnau (2008) zu dem Schluss, dass Proxy-Angaben zumindest bei erwerbsstatistischen Merkmalen keinen großen Einfluss auf die Datenqualität haben (ähnlich auch Statistische Ämter des Bundes und der Länder, 2008; eine gegenteilige Einschätzung findet sich in Statistisches Bundesamt, 2006, 8). Im Gegensatz dazu zeigen sich in unseren eigenen ersten Analysen durchaus kleinere Unterschiede zwischen den Selbst- und Fremdauskünften im Mikrozensus (vgl. auch Zühlke, 2008). Beispielsweise enden ganzzahlige Angaben bei ProxyInterviews häufiger mit den Ziffern null oder fünf (Ähnliches berichten z. B. West, Robinson & Bentley, 2005 für den amerikanischen Zensus). Wären die Proxy-Interviews zufällig über die Stichprobe verteilt, würden sich mögliche Fehler oder Ungenauigkeiten nur auf Punktschätzer auswirken – z. B. den Anteil der geringfügig Beschäftigten. Da jedoch, wie wir hier deutlich 410

Verteilung von Proxy-Interviews im deutschen Mikrozensus

zeigen konnten, die Wahrscheinlichkeit eines Proxy-Interviews und damit die Wahrscheinlichkeit eines systematischen Fehlers in engem Zusammenhang zu Merkmalen der Sozialstruktur stehen, werden sich die entstehenden Verzerrungen für verschiedene Bevölkerungsteile unterscheiden. Dies scheint uns das eigentliche Problem der Proxy-Interviews zu sein. Anmerkungen 1 2 3

4 5

Den Modus der Datenerhebung, dessen Einfluss hier angedeutet wird, untersuchen wir im Folgenden nur kursorisch. Commission of the European Communities, 2007, 8, http://ec.europa.eu/transparency/ regdoc/rep/2/2007/EN/2-2007-29-EN-1-0.pdf, (November 2007). Es handelt sich um die so genannte Blaise-Feldbefragung, benannt nach dem verwendeten Statistik-Programm „Blaise“. Seit dem Mikrozensus 2005 wird der Laptop flächendeckend zum Interview eingesetzt. § 8 (1) (2) des Mikrozensusgesetzes von 1996. Die Kategorie Neubau der Variable „Gebäudegrößenklasse“ erfasst die über die Bautätigkeitsstatistik ausgewiesenen Neubauten, die jedoch keine Information über die Größenklasse enthält; die Kategorie Gemeinschaftsunterkunft/Anstalt ist sehr schwach besetzt, da Personen in Gemeinschaftsunterkünften aus der Analyse ausgeschlossen wurden (nach dem Konzept der Bevölkerung in Privathaushalten am Ort der Hauptwohnung) muss es sich hier um Personen handeln, die in Anstalten oder in Gebäuden mit Gemeinschaftsunterkünften in Privathaushalten leben, z. B. Hausmeister oder Leiter.

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411

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412

6 Alternative Befragungstechniken

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell*

Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung („Signs of Incivility“) Zusammenfassung Die gegenwärtige Diskussion über öffentliche Sicherheit im städtischen Raum bezieht häufig sozialräumliche Aspekte bei der Entstehung von Kriminalitätsfurcht mit ein. Hierbei ist die von Wilson und Kelling (1989) vorgetragene „Broken Windows“-These zentral: Das Vorhandensein so genannter „Signs of Incivility“ steigert Unsicherheitsgefühle. Auf der Grundlage der Daten des DEFECT-Projekts (Schnell & Kreuter 2000) werden in diesem Beitrag Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Messungen solcher Zeichen öffentlicher Unordnung mit Hilfe von Regressions-Modellen untersucht. Es zeigt sich, dass die gesteigerte Aufmerksamkeit für Incivilities auf Erfahrungen mit verschiedenen Formen von Viktimisierungen zurückgeführt werden kann.

Abstract Differences between subjective and objective Measurements of Signs of Incivility Recent discussions on public safety in urban areas frequently refer to social spatial aspects which might increase fear of crime. Many studies refer to Wilson and Kellings (1989) „Broken Windows“ thesis, proposing increased feelings of insecurity in the presence of „signs of incivility“. Our present study examines differences between subjective and objective measurements of signs of incivility. The hypothesis that individual experiences of victimisation increase the awareness of presence of signs of incivilities is supported by data from the DEFECT-Project (Schnell & Kreuter 2000).

415

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

1 Problemstellung In der neueren Literatur zur Erklärung von Kriminalitätsfurcht werden üblicherweise drei Ansätze unterschieden, die als Viktimisierungs- bzw. Disorder-Modell sowie als Modell der sozialen Integration bezeichnet werden (Boers 1991, 1993; Lüdemann 2006). Je nach Modell steigt Kriminalitätsfurcht, wenn Akteure in ihrer unmittelbaren sozialen Umgebung in nur geringem Maße über soziales Kapital verfügen (Modell der sozialen Integration), wenn sie Viktimisierungserfahrungen gemacht haben (Viktimisierungsmodell) und wenn sie in städtischen Umgebungen leben, die durch physische und soziale Verfallserscheinungen geprägt sind (Disorder-Modell). Die bisherigen empirischen Analysen dieser Ansätze zeigen heterogene und einander widersprechende Befunde. Als Gründe für diesen Forschungsstand werden sowohl theoretische Defizite als auch methodische Probleme der vorhandenen Studien angeführt (Kreuter 2002). Die Forschungsgruppe, zu denen auch die Autoren dieses Beitrags gehören, hat sich als Konsequenz aus dieser unbefriedigenden Situation daher unter anderem den Problemen der Messung zentraler Konstrukte der drei genannten Ansätze gewidmet. So wurde zum Beispiel auf der Grundlage sozialpsychologischer Ansätze die Konzeptualisierung und Operationalisierung von Kriminalitätsfurcht ausgearbeitet (Schnell & Kreuter & Thume & Coutts 2005; Kreuter 2002). Als Weiterführung dieser Arbeiten widmet sich die vorliegende Studie den Problemen der Messung im Zusammenhang des „Disorder“-Modells.

1.1 Zeichen der öffentlichen Unordnung Akteure verwenden eine Vielzahl von Informationen zur Einschätzung der Sicherheit eines Ortes. Zu diesen Informationen gehören persönliche Erfahrungen, Berichte von Dritten (auch aus Mediendarstellungen) sowie lokale Gegebenheiten bzw. Kontextmerkmale, die unter dem Begriff der „Signs of Incivility“ (Hunter 1978)1 zusammengefasst werden. Im Anschluss an Hunter (1978) bezeichnet man Merkmale des städtischen Raumes wie heruntergekommene und leer stehende Häuser, besprühte und verschmierte Wände, Schmutz und Müll in Grünanlagen, zerstörte Telefonzellen und Straßenlaternen sowie herumlungernde Jugendliche und Betrunkene als Incivilities. Dabei können soziale und physische Incivilities voneinander unterschieden werden: Soziale Unordnung wird beispielsweise durch herumlungernde Ju416

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

gendliche und Betrunkene signalisiert, während physischer Verfall durch herumliegenden Abfall, Graffiti oder heruntergekommene Gebäude signalisiert wird (Hunter 1978; Skogan 1978; Taylor 1999). Als Ausgangspunkt des Disorder-Modells gilt neben den Arbeiten von Lewis und Salem (1986) und Skogan (1990) insbesondere die von Wilson und Kelling (1989) formulierte Broken-Windows-These, die besagt, dass Incivilities die Abwesenheit von informeller sozialer Kontrolle signalisieren und deshalb mit Kriminalitätsfurcht in Verbindung stehen. Incivilities wirken auf die wahrgenommene Sicherheit bzw. Unsicherheit eines Ortes, indem sie als Hinweisreize fungieren, die vor Gefahren warnen. In bisherigen empirischen Analysen wurde das Vorhandensein von Incivilities auf unterschiedliche Weise gemessen. Taylor (1999) und Piquero (1999) haben in diesem Zusammenhang vier Strategien unterschieden: a. Einschätzung des Vorhandenseins von Incivilities in der Wohnumgebung durch Befragte im Rahmen von Surveys (subjektive Messung) b. Ratings des Vorhandenseins von Incivilities durch geschulte Begeher von städtischen Wohnumgebungen (objektive Messung) c. Inhaltsanalyse regionaler Tageszeitungen d. Ethnographische Ansätze Bisherige Studien haben das Vorhandensein von Incivilities als unabhängige Variable betrachtet und Einflüsse auf Viktimisierungserfahrungen, auf die offiziell registrierte Kriminalität und auf Kriminalitätsfurcht analysiert. Die Ergebnisse dieser Studien sind allerdings uneinheitlich und scheinen von der Art der Messung der Incivilities abzuhängen: So haben Studien, die sich auf subjektive Messungen von Incivilities beziehen, zu dem Ergebnis geführt, dass das Vorhandensein von Incivilities Viktimisierungserfahrungen begünstigt (Rountree et al. 1994). Andere Autoren haben subjektive und objektive Messungen von Incivilities einbezogen und gefunden, dass weder subjektive noch objektive Messungen von Incivilities in einer direkten Beziehung zu Viktimisierungserfahrungen oder zur offiziell registrierten Kriminalität stehen (Sampson & Raudenbush 1999, 2004). In ähnlicher Weise finden manche Studien Einflüsse des Vorhandenseins von Incivilities auf Kriminalitätsfurcht und andere Studien nicht (Boers & Kurz 1997; LaGrange & Ferraro & Supancic 1992; Sampson & Raudenbush 1999; Skogan & Maxfield 1981). Es zeigt sich, dass verschiedene Strategien der Messung von Incivilities zu unterschiedlichen Ergebnissen führen (Piquero 1999; Taylor, 1999). In einer jüngeren Studie zeigen Häfele und Lüdemann (2006; Häfele 2006), dass ein positiver Einfluss des Vorhandenseins von Incivilities auf Kriminalitätsfurcht besteht, wenn subjektive Messungen von Incivilities verwendet werden, nicht jedoch, wenn objektive Messungen von Incivilities vorgenommen werden. Die bisherigen Studien vergleichen 417

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

also subjektive und objektive Messungen von Incivilities, dagegen wurden Ergebnisse von Inhaltsanalysen oder von ethnographischen Ansätzen kaum systematisch in dieser Hinsicht untersucht.

1.2 Subjektive und objektive Messungen der Zeichen öffentlicher Unordnung In empirischen Untersuchungen werden objektive Messungen der Zeichen öffentlicher Unordnung in der Regel durch geschulte Beobachter vorgenommen. Im Gegensatz zu Befragungen von Anwohnern soll auf diese Weise eine weitestgehend vergleich- und nachvollziehbare Bewertung von Kontextmerkmalen ermöglicht werden, die unabhängig vom individuellen Erfahrungshintergrund der Beobachter ist. Objektive Messungen sind in der Forschungspraxis zumeist zusätzliche, nicht im Hauptfokus der eigentlichen Forschungsarbeit stehende Nebenerhebungen. Im Gegensatz dazu haben Raudenbush und Sampson (1999) die Erfassung von Kontextmerkmalen explizit thematisiert. Sie bezeichnen ihre Herangehensweise zur Messung von Umweltgegebenheiten als „Ecometrics“. Bei ihrer Methode der „Systematischen Sozialen Beobachtung“ (Systematic Social Observation, SSO) werden Kontextmerkmale durch trainierte Beobachter erfasst, die sich in einem mit Videokameras ausgerüsteten Kraftfahrzeug in vorgeschriebener Geschwindigkeit durch Wohngegenden bewegen und das Vorhandensein von Incivilities beurteilen (Sampson & Raudenbush 1999). Während sich also objektive Messungen von Incivilities auf Beurteilungen der Kontextmerkmale durch Beobachter beziehen, beruhen subjektive Messungen auf Wahrnehmungen von Bewohnern der Wohngegend (vgl. Abschnitt 1.1). Nur wenige Untersuchungen haben Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Messungen von Incivilities gezielt analysiert. Diese haben überdies zu divergierenden Resultaten geführt: Während beispielsweise Piquero (1999) auf der Grundlage explorativer und konfirmatorischer Faktorenanalysen zu dem Ergebnis kommt, dass sich subjektive und objektive Messungen von Incivilities unterscheiden, führt die Studie von Häfele und Lüdemann (2006) zu dem Ergebnis, dass subjektive und objektive Messungen von Incivilities vergleichbar sind. Im Rahmen von Fallstudien konnte darüber hinaus gezeigt werden, dass subjektive Messungen einen besseren Prädiktor für Kriminalitätsfurcht darstellen als objektive Messungen (Covington & Taylor 1991, 242). Eine abschließende Beurteilung der Einflüsse von unterschiedlichen Messungen der Incivilities auf die Analyseergebnisse ist auf der Grundlage dieser Befunde nicht möglich. 418

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

1.3 Forschungsfrage: Viktimisierung als Ursache der Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Messungen von Incivilities Zwar wurden in der Literatur Gemeinsamkeiten und Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Messungen von Incivilities thematisiert, die Frage aber, warum sich subjektive und objektive Messungen von Incivilities voneinander unterscheiden, wurde bislang nicht systematisch analysiert. Diese Frage bildet daher den Ausgangspunkt der vorliegenden Studie. Vermutlich wirkt sich der spezifische lokale Erfahrungshintergrund von Anwohnern auf die subjektiv erlebte Unsicherheit aus. Es kann daher angenommen werden, dass sich subjektive und objektive Messungen von Incivilities unterscheiden, weil die Wahrnehmung und Gewichtung von Umgebungsinformationen bei Anwohnern anhand von Kriterien erfolgt, die für ortsfremde, geschulte Beobachter irrelevant sind. Zu diesen Kriterien könnten Viktimisierungserfahrungen gehören. Die Literatur unterscheidet Viktimisierungserfahrungen nach eigener und stellvertretender Viktimisierung, wobei sich letztere auf Opfer im Familien- oder Bekanntenkreis bezieht. Trotz dieser Unterscheidung konnte der Zusammenhang zwischen Viktimisierungserfahrungen und Kriminalitätsfurcht bisher nicht eindeutig belegt werden (Balkin 1979; Boers & Kurz 1997; Garofalo 1979). Im Zusammenhang mit der Wahrnehmung von Incivilities scheint aber die These plausibel, dass Viktimisierungserfahrungen als wesentlicher Aspekt des individuellen Erfahrungshintergrundes die Sensibilität für Incivilities erhöhen und damit Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Messungen von Incivilities erklären. Aus diesen Überlegungen resultiert die Forschungsfrage der vorliegenden Studie: Falls Viktimisierungserfahrungen zu einer erhöhten Sensibilität für Incivilities führen, sollte sich dies in einer Erhöhung der Zahl subjektiv wahrgenommener Incivilities gegenüber einer objektiven Erhebung zeigen. Dieser Effekt sollte auch bei Kontrolle von Drittvariablen wie z. B. der Kriminalitätsbelastung nachweisbar bleiben.

2 Methoden der Untersuchung Die empirische Untersuchung der Forschungsfrage basiert auf den Daten des DEFECT-Projekts (Schnell & Kreuter 2000). Das Hauptziel der DEFECTStudie bestand in der empirischen Untersuchung der tatsächlichen Standardfehler und Konfidenzintervalle bei komplexen Bevölkerungsstichproben (Schnell & Kreuter 2005). Die Studie wurde so entworfen, dass die Grö419

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

ße verschiedener erhebungsbedingter Effekte, u. a. Effekte des Erhebungsmodus, der Stichprobenziehung, Institutseffekte und Interviewereffekte unabhängig voneinander geschätzt werden können.2

2.1 Verfahren der Datenerhebung und Stichprobe Den Kern der DEFECT-Studie bilden fünf bundesweite Erhebungen, die zum gleichen Zeitpunkt an den gleichen 160 Sampling-Points mit dem gleichen Fragebogen zur Kriminalitätsfurcht durchgeführt wurden. Von den fünf Stichproben wurden vier von jeweils zwei geschulten Begehern per Random-Walk gezogen, und davon wurden wiederum zwei Stichproben für Face-to-Face-Befragungen eingesetzt. Die folgenden Analysen beruhen auf den Daten dieser beiden im Random-Walk gezogenen Face-to-Face-Stichproben. 2.1.1 Unabhängige Variablen: Messung von Viktimisierungen Der in allen fünf Erhebungen verwendete Fragebogen zur Kriminalitätsfurcht mit seinen 71 Fragen bestand bei Berücksichtigung aller Filter aus insgesamt 135 Items. Er wurde mit Hilfe umfangreicher Vorexperimente sowie mehrerer qualitativer und quantitativer Pretests entwickelt und enthält neben demographischen Angaben Fragen zur Furcht und Kriminalitätseinschätzung, Fragen zur eigenen und stellvertretenden Opfererfahrung, zu Coping und Kosten, zu Aktivitätsmustern und zu Merkmalen der Wohnumgebung.

Auswahl der Delikte Zur Erfassung der Kriminalitätsfurcht sollte von den Befragten das wahrgenommene Viktimisierungsrisiko, die Viktimisierungserfahrung, die wahrgenommenen Kosten und die Coping-Maßnahmen erfragt werden. Da solche Abfragen nur deliktspezifisch möglich sind, musste aus mehreren befragungspraktischen Gründen eine kleine Auswahl an Delikten getroffen werden. Die folgenden Deliktbeschreibungen wurden verwendet: 1. dass jemand in Ihre derzeitige Wohnung einbrechen könnte, während niemand zuhause ist. 2. dass jemand Ihnen Gewalt androhen könnte, um an Ihr Geld oder Ihre Wertgegenstände zu kommen. 3. dass ein Fremder Sie aus geringem Anlass schlagen oder verletzen könnte. 420

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

Messung von Viktimisierungserfahrung Die DEFECT-Studie enthält neben Fragen zur tatsächlichen eigenen Viktimisierung eines Befragten auch Fragen zur indirekten Viktimisierung sowie die Einschätzung der eigenen Sicherheit, die Häufigkeit des Nachdenkens über mögliche Viktimisierungen und die auf den Stadtteil bezogene, subjektive Einschätzung der allgemeinen Viktimisierungswahrscheinlichkeit. Tabelle 1 informiert über die absoluten und relativen Häufigkeiten des Vorkommens von eigener und stellvertretender Viktimisierung, des Nachdenkens über Viktimisierung und der subjektiven Einschätzung der allgemeinen Viktimisierungswahrscheinlichkeit. Die Operationalisierungen befinden sich im Anhang A1. Die Kategorie „weiß nicht“ wurde dabei als „missing“ kodiert.

Tabelle 1: Messung von Viktimisierungserfahrungen

Prävalenz eigener Viktimisierungen

Einbruch Raub Körperverletzung

Freq.

Percent

n

196 90 160

7,96 3,39 6,02

2.463 2.654 2.658

Freq.

Percent

n

1.116 516 695

42,69 19,85 26,43

2.614 2.600 2.630

Prävalenz stellvertretender Viktimisierungen

Einbruch Raub Körperverletzung

Prävalenz des Nachdenkens über mögliche Viktimisierungen

Einbruch Raub Körperverletzung

Freq.

Percent

n

1.750 1.518 1.159

66,82 57,81 44,03

2.619 2.626 2.632 421

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

Subjektive Einschätzung der allgemeinen Viktimisierungswahrscheinlichkeit StandardMittelwert (a) abweichung Einbruch Raub Körperverletzung

14,929 10,279 9,214

20,634 15,952 15,759

n 2.342 2.358 2.352

(a) Skala von 0% bis 100%

2.1.2 Konstruktion der abhängigen Variablen: Abweichung zwischen den Wahrnehmungen von Incivilities durch Begeher und Befragte

Erfassung der Incivilities aus der Perspektive der Begeher Die Begehung der Sampling Points sollte neben den Adressen und Haushaltsnamen Informationen über die Merkmale der Wohnumgebung (Hoffmeyer-Zlotnik 1984) und die Wohnhäuser der Befragten erbringen (Bauart, Baujahr, Sicherheitsmaßnahmen wie Gitter, Zusatzschlösser, Alarmanlagen, Gegensprechanlagen, Hunde etc.) sowie über die Sampling Points (Entfernung zur nächsten Polizeiwache, Bebauungsart etc.). An Incivilities notierten die Begeher in diesem Zusammenhang, ob verfallene oder leer stehende Gebäude, besprühte Wände, zerstörte Telefonzellen, Müll, Betrunkene, Ausländer, herumlungernde Jugendliche, Drogensüchtige und Notrufsäulen in der unmittelbaren Umgebung des Hauses, d. h. meistens vom Hauseingang aus, sichtbar waren.

Erfassung der Incivilities aus der Perspektive der Befragten Für die vorliegende Arbeit ist die Frage nach den Incivilities in der Wohngegend der Befragten von besonderer Bedeutung. Nach den Ergebnissen der Vorstudien wurde in den Haupterhebungen des Projekts nach Müll, heruntergekommenen oder leer stehenden Gebäuden, besprühten oder beschmierten Wänden, zerstörten Telefonzellen oder Straßenlaternen, herumlungernden Jugendlichen, Betrunkenen und nach anderen die Befragten beunruhigenden Personen gefragt. Eine wichtige Änderung der Frage gegenüber Ratingskalen der Literatur bestand in der expliziten Aufforderung des Befragten, bei der Beantwortung der Frage nur an die Wohngegend im Bereich von fünf Gehminuten zu denken. 422

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

Tabelle 2: Häufigkeit der Incivilities aus der Perspektive von Befragten und Begehern Freq.

Befragte (a) Percent

n

Freq.

Begeher (b) Percent

n

Gebäude

518

19,58

2.652

149

5,58

2.671

Müll

802

30,14

2.661

112

4,19

2.671

Graffiti

823

31,20

2.638

148

5,54

2.671

Jugendliche

910

34,52

2.636

22

0,82

2.671

Betrunkene

609

23,17

2.628

9

0,34

2.671

Zerstörte Telefonzellen oder Straßenlaternen1

552

21,09

2.617

4

0,15

2.671

Andere beunruhigende Personen

434

16,63

2.610

–

–

–

Ausländer

–

–

–

39

1,46

2.671

Drogensüchtige

–

–

–

10

0,37

2.671

(a) siehe Anhang A2, (b) siehe Anhang A3 1 Die Funktionstüchtigkeit von Straßenlaternen konnten Begeher nicht einschätzen, da sie bis auf wenige Ausnahmen tagsüber unterwegs waren.

Betrachtet man die Randverteilungen der Antworten der Befragten und die der Wahrnehmungen der Begeher zu den Incivilities (vgl. Tab. 2), dann fallen einige Kategorien aufgrund ihres seltenen Vorkommens auf: Diese werden in den folgenden Analysen nicht mehr berücksichtigt. In Bezug auf „Vernachlässigte Gebäude“ als Zeichen öffentlicher Unordnung zeigt sich, dass die Beurteiler-Übereinstimmung der Begeher in Bezug auf dieses Zeichen der öffentlichen Unordnung sehr gering war. Dieses Merkmal differenziert folglich nicht zuverlässig zwischen Wohnumgebungen, in denen dieses Zeichen der öffentlichen Unordnung vorhanden oder nicht vorhanden ist.3 Für die Untersuchung der vorliegenden Forschungsfrage wurden schließlich drei Incivilities verwendet, nämlich „herumlungernde Jugendliche“, „Müll“ und „Graffiti bzw. besprühte oder beschmierte Wände“.

Erhöhung der Sensibilität für Incivilities Das Antwortverhalten eines Befragten kann mit dem Urteil der Begeher übereinstimmen oder von dem Urteil der Begeher abweichen. Das Ausmaß 423

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

der Übereinstimmung (Cohen 1960) bei „Graffiti“ liegt bei einem Kappa von 0,11, bei „Müll“ bei einem Kappa von 0,06 und bei dem Merkmal „Jugendliche“ bei 0,002. Damit ist die Interrater-Übereinstimmung sehr niedrig. Der besonders niedrige Wert bei dem Merkmal „Jugendliche“ könnte darauf zurückzuführen sein, dass die Begeher-Ratings zu einem Zeitpunkt erhoben wurden, zu dem keine Jugendlichen im öffentlichen Raum zu beobachten waren, etwa, weil die Begehung vormittags stattgefunden hat und Jugendliche zu dieser Tageszeit überwiegend Schulen oder Ausbildungsbetriebe besuchten. Die Tabelle 3 zeigt die relativen Häufigkeiten von übereinstimmenden und nicht übereinstimmenden Urteilen am Beispiel der Graffiti. Begeher und Befragte können Graffiti übereinstimmend als vorhanden oder als nicht vorhanden betrachten. Sie können aber auch das Vorhandensein oder Nicht-Vorhandensein von Incivilities unterschiedlich beurteilen: Begeher können Graffiti als vorhanden, Befragte als nicht-vorhanden betrachten, und Begeher können Graffiti als nicht-vorhanden, Befragte als vorhanden betrachten. Tabelle 3: Das Vorhandensein von Graffiti aus der Sicht von Begehern und Befragten* Begeher vorhanden nicht vorhanden

Befragte vorhanden

nicht vorhanden

a 3,60

b 1,93

146 5,53

c 27,60

d 66,87

2.492 94,47

823 31,20

1.815 68,80

2.638 100,00

* Erläuterungen im Text

Die übereinstimmenden und nicht übereinstimmenden Antwortmuster wurden benutzt, um eine Erhöhung von subjektiv gegenüber objektiv gemessenen Incivilities abzubilden: Dabei wurden die beiden übereinstimmenden Antwortmuster – die gemeinsame Beurteilung eines Vorhandenseins (a) und eines Nicht-Vorhandenseins von Incivilities (d) – von einem der nicht-übereinstimmenden Antwortmuster, der Beurteilung des Vorhandenseins von Incivilities nur durch Befragte, nicht aber durch Begeher (c), unterschieden (vgl. Tab. 3). Für jedes der Merkmale „Müll“, „Jugendliche“ und „Graffiti“ 424

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

wurde eine dichotome Variable ES gebildet, wobei die beiden übereinstimmenden Antwortmuster den Wert „0“ erhielten, während dem nicht-übereinstimmenden Antwortmuster der Wert „1“ zugewiesen wurde. Das nichtübereinstimmende Antwortmuster, das sich auf die Beurteilung des Vorhandenseins von Incivilities durch Begeher, nicht aber durch Befragte bezieht (b, vgl. Tab. 3) ist im vorliegenden Zusammenhang nicht relevant und wurde daher von der Analyse ausgeschlossen. Über die drei ES-Variablen wurde ein Summenindex ES_SUM gebildet, der die Häufigkeit abbildete, mit der über die verschiedenen Merkmale hinweg nicht-übereinstimmende Urteile, die auf eine erhöhte Sensibilität der Befragten für das Vorhandensein von Incivilities hinweisen, aufgetreten sind. Dieser Index ist eine Zählvariable und umfasst einen theoretischen Wertebereich von 0 bis 3; der Wert 0 bedeutet, dass nur übereinstimmende Urteile aufgetreten sind, der Wert 3 bedeutet, dass alle drei Merkmale von den Befragten, nicht aber von den Begehern als vorhanden beurteilt wurden.

2.1.3 Kovariaten

Begehungsdauer Da das Auftreten von Incivilities von der Besiedlungsdichte beeinflusst wird, wurde zunächst versucht, die Bevölkerungsdichte jeder Gemeinde/Stadt, in der ein Sampling Point lag, als Kovariate einzuführen. Allerdings erwies sich dieses Maß für diese Zwecke nicht als kleinräumig genug – auch in Städten gibt es Gebiete, die ihrer Struktur und Bevölkerungsdichte einen eher ländlichen Charakter haben. Als genau auf das Gebiet des Sampling Points zutreffendes Maß für die Bevölkerungsdichte wurde daher die Dauer der Begehung/Adresssammlung dort verwendet. Der Zeitrahmen, in dem die 140 Adressen notiert werden konnten, lag zwischen 30 Minuten und 13 Stunden und hing im Wesentlichen davon ab, wie schnell der Weg von einem Haushalt zum nächsten zurückgelegt werden konnte. Damit eignet sich die Begehungsdauer als indirektes Maß für die Distanz zwischen den Haushalten eines Sampling Points und damit als Maß für die lokale Bevölkerungsdichte.

Kriminalitätsbelastung Als weitere Kovariaten wurde die in der Polizeilichen Kriminalstatistik (PKS) registrierte Zahl der relevanten Delikte pro 100.000 Einwohner verwendet. Für die PKS werden Fälle und Tatverdächtige dann gezählt, wenn die Ver425

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

fahren von der Polizei an die Staatsanwaltschaft abgegeben werden. Um einen möglichst zutreffenden Vergleichsrahmen zwischen den Häufigkeitszahlen und den Angaben der Befragten zu erzielen, mussten folgende Kriterien bei der Auswahl der PKS-Daten berücksichtigt werden: 1. Um Aussagen über die Kriminalitätsbelastung zu treffen, war die Zahl der Fälle (Straftaten) die aussagekräftige Erhebungseinheit, nicht die Zahl der Tatverdächtigen. 2. Die Häufigkeitszahlen sollten sich so genau wie möglich auf die Sampling Points beziehen. Dies erwies sich insofern als schwierig, als die Fallzahlen polizeiintern zwar auf der Ebene relativ kleiner Bezirke vorliegen, jedoch keine Angaben zur Zahl der Einwohner dieser Bezirke. Daher wurden in enger Zusammenarbeit mit den Landeskriminalämtern die kleinräumigsten verfügbaren Häufigkeitszahlen ausgewählt. Die Hierarchieebene, auf der diese Zahl vorlag, variierte zwischen den Ländern, und in manchen Ländern auch zwischen Städten und Gemeinden (für eine genauere Beschreibung siehe Schnell et al. 2005). Delikte werden in der PKS mit Schlüsselziffern versehen, die sich an den Definitionen des Strafgesetzbuches orientieren. Diese decken sich nur begrenzt mit den im DEFECT-Fragebogen verwendeten Deliktbeschreibungen. In Zusammenarbeit mit einem Landeskriminalamt wurden geeignete Schlüsselziffern ausgewählt.4

Geschlecht und Alter der Befragten? Alter und Geschlecht wurden in vorbereitenden Datenanalysen zu dieser Studie kontrolliert. Sie hatten keine Haupteffekte im Basismodell (in dem Modell, in dem nur die Kontextvariablen berücksichtigt wurden) und veränderten sich nicht bei Einbeziehung der diversen Viktimisierungserfahrungen. Beziehungen zwischen Alter, Geschlecht und Viktimisierungserfahrungen bestehen nicht, außerdem haben nach unseren Untersuchungen in diesem Datensatz weder das Alter noch das Geschlecht der Befragten einen Einfluss auf Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Messungen von Incivilities. Diese Einflüsse werden daher im Folgenden nicht berichtet.

2.2 Verfahren der Datenanalyse Die Frage, ob Viktimisierungserfahrungen zu einer erhöhten Sensibilität gegenüber Incivilities führen, wurde analysiert, indem Einflüsse verschie426

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

dener Aspekte von Viktimisierung auf die Wahrscheinlichkeit, mit der das nicht-übereinstimmende Antwortmuster auftritt, bestimmt wurden. Die Analysen bezogen sich auf die Delikte Einbruch, Raub und Körperverletzung und wurden für die in dieser Studie berücksichtigten Incivilities Graffiti, Müll und herumlungernde Jugendliche getrennt vorgenommen. In einem ersten Schritt wurden Logit-Modelle gerechnet, bei denen als abhängige Variable die Häufigkeit des Auftretens des nicht-übereinstimmenden Antwortmusters für jedes einzelne Zeichen öffentlicher Unordnung (ES) diente und als unabhängige Variablen neben den Kovariaten die verschiedenen Aspekte der Viktimisierung einbezogen wurden. In einem zweiten Schritt wurde ein Regressionsmodell gerechnet, bei dem die Häufigkeit des Auftretens von nicht-übereinstimmenden Antwortmustern über die drei Incivilities Graffiti, Müll und herumlungernde Jugendliche insgesamt (ES_SUM) die abhängige Variable bildete und neben den Kovariaten die verschiedenen Aspekte der Viktimisierung bezogen auf die Delikte Einbruch, Raub und Körperverletzung als unabhängige Variablen betrachtet wurden.5 Um sicher zu stellen, dass sich die objektiven und subjektiven Messungen auf vergleichbare Urteilsgegenstände beziehen, wurden Einflüsse der Größe der Sampling Points anhand der Begehungsdauer, die von den Begehern für jeden Point notiert worden war, kontrolliert. Außerdem wurde die kleinräumige Kriminalitätsbelastung, die sowohl mit Viktimisierungserfahrungen als auch mit der Sensibilität für Incivilities kovariieren kann, kontrolliert.6

3 Ergebnisse der Untersuchung Die Tabelle 4 stellt die Häufigkeit des Vorkommens einer erhöhten Sensibilität für die in dieser Studie berücksichtigten Incivilities dar. Dabei zeigt sich, dass sich in etwa einem Drittel aller Urteile subjektive von objektiven Messungen des Nicht-Vorhandenseins von Incivilities unterscheiden. Tabelle 4: Häufigkeiten der erhöhten Sensibilität für Incivilities (ES)

Jugendliche Müll Graffiti

Freq.

Percent

n

902 743 728

34,49 29,14 29,21

2.615 2.550 2.492 427

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

Die Tabellen 5 bis 7 zeigen die Ergebnisse der logistischen Regression der erhöhten Sensibilität für die Incivilities Graffiti, Müll und herumlungernde Jugendliche auf die in dieser Studie untersuchten Aspekte von Viktimisierung für die Delikte Einbruch, Raub und Körperverletzung. Tabelle 5: Logistische Regression der erhöhten Sensibilität für Incivilities auf Viktimisierung

Abhängige Variable: ES Graffiti β

se

z

p

Begehungsdauer

–0,122

0,059

–2,08

0,037

Einbruch Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

0,000 –0,096 0,060 0,052 0,008

0,001 0,212 0,141 0,169 0,004

0,40 –0,45 0,43 0,31 1,96

0,689 0,650 0,670 0,760 0,050

Raub Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

–0,001 0,696 0,097 0,089 0,003

0,001 0,339 0,185 0,180 0,007

–1,04 2,05 0,53 0,49 0,40

0,296 0,040 0,600 0,623 0,689

Körperverletzung Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

0,001 –0,698 0,567 0,064 0,010

0,000 0,283 0,160 0,181 0,007

2,95 –2,47 3,54 0,35 1,51

0,003 0,014 0,000 0,725 0,132

Konstante

–1,513

0,322

–4,70

0,000

Aus Tabelle 5 geht hervor, dass eine erhöhte Sensibilität für Graffiti als Zeichen öffentlicher Unordnung von dem auf den Stadtteil bezogenen wahrgenommenen Risiko, einem Einbruch zum Opfer zu fallen, abhängt (β = 0,008, p = 0,050; vgl. Tab. 5). Befragte, die bereits einem Raub zum Opfer gefallen sind, neigen eher als die unvoreingenommenen Begeher dazu, Graffiti als Zeichen öffentlicher Unordnung wahrzunehmen (β = 0,696, p = 0,040; vgl. Tab. 5). Während Befragte, die Opfer einer Körperverletzung 428

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

geworden sind, und unvoreingenommene Begeher mit höherer Wahrscheinlichkeit übereinstimmend über das Vorhandensein oder Nicht-Vorhandensein von Graffiti urteilen (β = –0,698, p = 0,014; vgl. Tab. 5), führt eine stellvertretende Viktimisierung zu einer erhöhten Sensibilität der Befragten für besprühte und beschmierte Wände als Zeichen öffentlicher Unordnung (β = 0,567, p = 0,000; vgl. Tab. 5). Tabelle 6: Logistische Regression der erhöhten Sensibilität für Incivilities auf Viktimisierung

Abhängige Variable: ES Müll β

se

z

p

Begehungsdauer

–0,133

0,052

–2,55

0,011

Einbruch Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

–0,001 –0,116 0,280 0,183 0,007

0,001 0,231 0,136 0,174 0,005

–1,13 –0,50 2,06 10,05 1,44

0,256 0,614 0,039 0,292 0,151

Raub Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

–0,001 0,902 0,135 –0,017 0,019

0,001 0,407 0,184 0,190 0,008

–0,91 2,22 0,73 –0,09 2,39

0,365 0,027 0,463 0,930 0,017

Körperverletzung Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

0,001 0,395 0,430 0,068 –0,004

0,000 0,248 0,180 0,179 0,007

2,05 1,59 2,38 0,38 –0,61

0,040 0,112 0,017 0,705 0,545

Konstante

–1,379

0,320

–4,31

0,000

Eine erhöhte Sensibilität für herumliegenden Müll als Zeichen öffentlicher Unordnung kann, wie Tabelle 6 zeigt, auf verschiedene Aspekte von Viktimisierungserfahrungen zurückgeführt werden. Wenn in der sozialen Umgebung von Befragten bereits Wohnungseinbrüche vorgekommen sind, so 429

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

erhöht dies die Sensibilität für Müll (β = 0,280, p = 0,039; vgl. Tab. 6). Sind Befragte bereits Opfer eines Raubüberfalls geworden, so führt dies zu einer erhöhten Sensibilität für Müll (β = 0,902, p = 0,027; vgl. Tab. 6). Außerdem zeigt sich, dass herumliegender Müll umso eher von den Befragten als Zeichen öffentlicher Unordnung wahrgenommen wird, je höher diese das Risiko von Raubüberfällen im Stadtteil einschätzen (β = 0,019, p = 0,017; vgl. Tab. 6). Ebenso nehmen Befragte im Unterschied zu unvoreingenommenen Beobachtern mit höherer Wahrscheinlichkeit herumliegenden Müll wahr, wenn Personen in ihrem näheren sozialen Umfeld einer Körperverletzung zum Opfer gefallen sind (β = 0,430, p = 0,017; vgl. Tab. 6). Tabelle 7: Logistische Regression der erhöhten Sensibilität für Incivilities auf Viktimisierung

Abhängige Variable: ES herumlungernde Jugendliche β

se

z

p

Begehungsdauer

–0,121

0,057

–2,11

0,035

Einbruch Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

–0,001 –0,353 0,413 0,320 0,010

0,001 0,239 0,123 0,176 0,004

–1,77 –1,48 3,35 1,82 2,38

0,076 0,140 0,001 0,069 0,017

Raub Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

–0,001 0,564 0,321 0,101 0,017

0,001 0,440 0,172 0,176 0,007

–1,53 1,28 1,87 0,57 2,29

0,127 0,200 0,061 0,566 0,022

Körperverletzung Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

0,001 0,338 0,677 0,068 0,006

0,000 0,260 0,177 0,173 0,007

2,26 1,30 3,81 0,39 0,84

0,024 0,194 0,000 0,693 0,402

–1,488

0,334

–4,45

0,000

Konstante

430

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

Aus Tabelle 7 geht hervor, dass Viktimisierungserfahrungen zu einer erhöhten Sensibilität für herumlungernde Jugendliche als Zeichen öffentlicher Unordnung führen können: Es zeigt sich im Einzelnen, dass das Vorkommen eines Einbruchs in der unmittelbaren sozialen Umgebung der Befragten die Wahrscheinlichkeit erhöht, dass diese herumlungernde Jugendliche als Zeichen öffentlicher Unordnung wahrnehmen (β = 0,413, p = 0,001; vgl. Tab. 7). Je höher aus der Sicht der Befragten außerdem das auf den Stadtteil bezogene Risiko ist, einem Wohnungseinbruch zum Opfer zu fallen, desto eher nehmen Befragte im Unterschied zu Begehern herumlungernde Jugendliche wahr (β = 0,010, p = 0,017; vgl. Tab. 7). Die Wahrscheinlichkeit dafür, dass Befragte, nicht aber Begeher, herumlungernde Jugendliche wahrnehmen, erhöht sich, je höher das von den Befragten erlebte auf den Stadtteil bezogene Risiko ist, Opfer eines Raubüberfalls zu werden (β = 0,017, p = 0,022; vgl. Tab. 7). Schließlich ist Tabelle 7 zu entnehmen, dass Befragte, die jemanden kennen, der einer Körperverletzung zum Opfer gefallen ist, eine erhöhte Sensibilität für herumlungernde Jugendliche als Zeichen öffentlicher Unordnung erkennen lassen (β = 0,677, p = 0,000; vgl. Tab. 7). In Tabelle 8 wird die Häufigkeit einer erhöhten Sensibilität für alle Incivilities dargestellt. Dabei zeigt sich, dass in etwa der Hälfte aller Fälle übereinstimmende Antwortmuster zwischen Befragten und Begehern auftreten, während in etwa einem Fünftel aller Fälle mindestens eines der Zeichen der öffentlichen Unordnung von den Befragten, nicht aber von den Begehern als vorhanden betrachtet wurden. Tabelle 8: Häufigkeiten der erhöhten Sensibilität für Incivilities (ES_SUM) Incivilities

0

1

2

3

fi

1.220

559

447

271

pi

48,86

22,39

17,90

10,85

Die Ergebnisse des Regressionsmodells, das die erhöhte Sensibilität bezogen auf alle Incivilities auf die verschiedenen Aspekte der Viktimisierung zurückführt, werden in Tabelle 9 wiedergegeben.

431

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

Tabelle 9: Lineare Regression der erhöhten Sensibilität für Incivilities auf Viktimisierung

Abhängige Variable: ES_SUM β

se

z

p

Begehungsdauer

–0,070

0,022

–3,24

0,002

Einbruch Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

–0,000 –0,084 0,128 0,089 0,005

0,000 0,097 0,055 0,071 0,002

–1,22 –0,87 2,31 1,26 2,52

0,226 0,388 0,023 0,211 0,013

Raub Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

–0,000 0,501 0,104 0,048 0,008

0,000 0,206 0,086 0,078 0,004

–1,41 2,43 1,21 0,61 2,18

0,162 0,016 0,228 0,541 0,031

Körperverletzung Kriminalitätsbelastung (PKS) erlebte Viktimisierung stellvertretende Viktimisierung Nachdenken über Viktimisierung Risiko einer Viktimisierung

0,001 0,020 0,347 0,031 0,002

0,000 0,117 0,085 0,077 0,004

2,88 0,17 4,08 0,40 0,66

0,005 0,865 0,000 0,689 0,511

Konstante

0,579

0,138

4,20

0,000

Tabelle 9 ist zu entnehmen, dass sich die Sensibilität der Befragten für Zeichen öffentlicher Unordnung erhöht, wenn in ihrer sozialen Umgebung Wohnungseinbrüche vorgekommen sind (β = 0,128, p = 0,023; vgl. Tab. 9). Das Vorhandensein von Incivilities wird von den Befragten umso eher abweichend von den Begehern beurteilt, je höher ihnen subjektiv das Risiko erscheint, dass in ihrem Stadtteil Wohnungseinbrüche stattfinden (β = 0,005, p = 0,013; vgl. Tab. 9). Befragte, die bereits einem Raubüberfall zum Opfer gefallen sind, weisen eine im Vergleich zu Begehern erhöhte Sensibilität gegenüber besprühten und beschmierten Wänden, herumliegendem Müll und/oder herumlungernden Jugendlichen auf (β = 0,501, p = 0,016; vgl. Tab. 9). Je höher aus der Sicht der Befragten das Risiko von Raubüberfällen im Stadtteil ist, desto häufiger unterscheiden sich Urteile 432

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

von Befragten und Begehern bezüglich des Vorhandenseins oder Nicht-Vorhandenseins von Incivilities, und desto höher ist folglich die Sensibilität von Befragten für Zeichen öffentlicher Unordnung (β = 0,008, p = 0,031; vgl. Tab. 9). Schließlich zeigt Tabelle 9, dass Befragte, deren Freunde oder Bekannte bereits einer Körperverletzung zum Opfer gefallen sind, häufiger nicht-übereinstimmende Urteile abgeben und in diesem Sinne eine erhöhte Sensibilität für Zeichen öffentlicher Unordnung aufweisen (β = 0,347, p = 0,000; vgl. Tab. 9).

4 Diskussion In dieser Studie wurden Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Messungen von Incivilities in Abhängigkeit vom individuellen Viktimisierungshintergrund betrachtet. Die Studie zeigt, dass eine gesteigerte Aufmerksamkeit für ausgewählte physische und soziale Incivilities infolge von selbst oder stellvertretend erlebter Viktimisierung und infolge des auf den Stadtteil bezogenen, wahrgenommenen Viktimisierungsrisikos auftritt. Insgesamt wird deutlich, dass Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Messungen der Zeichen öffentlicher Unordnung auf die verschiedenen Aspekte von Viktimisierung zurückgeführt werden können. Im Allgemeinen führen Viktimisierungserfahrungen dazu, dass Befragte in Bezug auf ihre unmittelbare Wohnumgebung eine erhöhte Sensibilität für Zeichen öffentlicher Unordnung aufweisen und insbesondere Incivilities wahrnehmen, wo geschulte Beobachter dies nicht tun. Lediglich eine stellvertretend erfahrene Körperverletzung führt dazu, dass die Urteile von Befragten bezüglich des Vorhandenseins von Graffiti mit den Urteilen von geschulten Beobachtern eher übereinstimmen. Unterschiede zwischen subjektiven und objektiven Beurteilungen des Vorhandenseins von Incivilities werden vor allem bei dem Merkmal herumlungernde Jugendliche sichtbar. Möglicherweise ist hier der Zeitpunkt, auf den sich die Ratings von Incivilities beziehen, maßgeblich: Während geschulte Beobachter zu einem bestimmten Zeitpunkt als Fremde einen öffentlichen Raum beurteilen, beziehen Befragte ihren Erfahrungshintergrund als Ortsansässige und ihren Viktimisierungshintergrund in ihre Beurteilungen ein und nehmen damit implizit andere Zeiträume in den Blick. Das Nachdenken über Viktimisierung führt demgegenüber nicht dazu, dass sich die Sensibilität für die in dieser Studie untersuchten physischen und sozialen Zeichen öffentlicher Unordnung erhöht. 433

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

Die Ergebnisse der vorliegenden Untersuchung sollten vorsichtig interpretiert werden. Die Incivilities wurden dichotom im Hinblick auf ihr Vorhandensein oder Nicht-Vorhandensein beurteilt. Daher könnten Häufigkeit und Intensität von Incivilities konfundiert sein. Die Effekte der Häufigkeit von Incivilities einerseits und Effekte der Intensität von Incivilities andererseits könnten je nach Art der Datenerhebung variieren. Dies soll in weiteren Analysen mit den DEFECT-Daten geklärt werden. Als vorläufiges Ergebnis kann festgehalten werden, dass sich subjektive und objektive Messungen von Incivilities unterscheiden und dass ein Grund dafür im individuellen Viktimisierungshintergrund von Befragten besteht. Daher sollten empirische Untersuchungen zur Erklärung von Kriminalitätsfurcht subjektive Wahrnehmungen von Incivilities möglichst durch kleinräumige unabhängige Beurteilungen durch geschulte Beobachter ergänzen.

Anmerkungen *

1 2

3

4

Bitte richten Sie Korrespondenz diesen Artikel betreffend an PD Dr. Stefanie Eifler, Universität Bielefeld, Fakultät für Soziologie, Postfach 100131, 33501 Bielefeld, [email protected] Aus Gründen der sprachlichen Vereinfachung benutzen wir im Folgenden den Begriff Incivilities. Weiterführende Informationen zum DEFECT-Projekt finden sich allgemein im DEFECT-Projektbericht (Schnell et al. 2005) und ergänzend für die hier berichtete Studie unter www.uni-due.de/schnell_forschung.php. Zu bedenken ist zur Auswahl der Incivilities, dass sich die ursprünglichen Merkmalslisten auf den englischsprachigen Kulturraum beziehen. Bei der Übertragung auf deutsche Wohnumgebungen ist damit zu rechnen, dass sie hier eine andere Signalwirkung hinsichtlich der Einschätzung der öffentlichen Sicherheit besitzen. Darüber hinaus ist bezüglich der neuen Bundesländern der Sanierungsstand im Erhebungsjahr 1999 zu berücksichtigen, sodass die vernachlässigten Gebäude dort eben nicht auf Prozesse zunehmender sozialer Desorganisation und wachsender Kriminalität zurückgeführt werden können. Als ursächlich für die Vernachlässigung von Gebäuden ist hier vielmehr die innenpolitische Situation der DDR zu bezeichnen, die eben gerade nicht durch mangelnde Sozialkontrolle gekennzeichnet war – allerdings aber durch eine schlechte Haushaltssituation, die der Sanierung der Häuser entgegen stand. Eine Indikatorrolle der vernachlässigten Gebäude für fehlende Sozialkontrolle wird daher für die neuen Bundesländer vielerorts besonders kritisch zu hinterfragen sein. Einbruch: An Einbruchsdelikten unterscheidet die PKS Einbruch in Wohnräume, Einbruch in Kellerräume, Einbruch in Geschäftsräume etc. (§§ 243–244a StGB) Hier kam die Kategorie „Wohnungseinbruchdiebstahl“ mit der Schlüsselnummer 435* der Formulierung des Fragebogens am nächsten. Körperverletzung: Die Schlüsselziffer 2200 bezog sich auf alle Körperverletzungsdelikte (§§ 223–227, 229, 231 StGB). Obwohl hier die Körperverletzung an Kindern inbegriffen war, wurde diese Kategorie gewählt,

434

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung da die Zahl der angezeigten Misshandlungen von Kindern nur einen geringen Anteil an allen angezeigten Körperverletzungsdelikten bildet. Raub: Die Schlüsselziffer 2100 der PKS fasst alle Raubdelikte zusammen (§§ 249–252, 255, 316a StGB). Aus den oben erwähnten Gründen wurde diese Zusammenfassung gewählt, auch wenn hier die Raubüberfälle auf Zahlstellen und Geschäfte inbegriffen sind, die jedoch nur einen geringen Anteil der Raubdelikte ausmachten. 5 Bei der Variable ES_SUM handelt es sich um eine Zählvariable. Die Ergebnisse entsprechender Poisson-Regressionen unterscheiden sich in diesem Fall inhaltlich nicht von den Ergebnissen linearer Regressionsmodelle. Daher werden die Ergebnisse linearer Regressions-Modelle berichtet. Die Ergebnisse der linearen Regression wurden unter Berücksichtigung der Designeffekte durch die Betrachtung der Sampling Points als Cluster mit der „Cluster“-Option des „regression“-Kommandos in STATA gerechnet. 6 Eine technisch detaillierte Mehrebenenanalyse des ganzen Problemkreises ist Gegenstand laufender Bemühungen und wird seinen Niederschlag in der Dissertation von Daniela Thume finden.

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435

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436

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

Anhang A1

Messung von Viktimisierungserfahrung im Rahmen des DEFECTProjekts

Die erlebte Viktimisierung wurde für das Delikt Raub im Anschluss an die Items zur Erfassung der stellvertretenden Viktimisierung erfragt. Die Itemformulierung lautete:

Ist das Ihnen selbst schon einmal passiert? Ja . . . . . . . . . . . . . 1 Nein . . . . . . . . . . . 1

Wurden Sie selbst schon einmal von einem Fremden geschlagen oder verletzt? Ja . . . . . . . . . . . . . 1 Nein . . . . . . . . . . . 1

Stellvertretende Viktimisierung Wurde bei jemandem, den Sie persönlich kennen, schon einmal eingebrochen, während niemand zuhause war? Ja . . . . . . . . . . . . . 1 Nein . . . . . . . . . . . 1

Wurde jemandem, den Sie persönlich kennen, schon einmal Gewalt angedroht, um ihn oder sie zur Herausgabe von Geld oder Wertgegenstände zu bringen? Ja . . . . . . . . . . . . . 1 Nein . . . . . . . . . . . 1 Weiß nicht . . . . . . 1 Anmerkung: Die Antwortkategorie „Weiß nicht“ wurde nicht in die Analyse einbezogen, da sie nur in sehr wenigen Fällen gewählt wurde.

437

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

Wurde jemand, den Sie persönlich kennen, schon einmal von einem Fremden geschlagen oder verletzt? Ja . . . . . . . . . . . . . 1 Nein . . . . . . . . . . . 1 Weiß nicht . . . . . . 1 Anmerkung: Die Antwortkategorie „Weiß nicht“ wurde nicht in die Analyse einbezogen, da sie nur in sehr wenigen Fällen gewählt wurde.

Nachdenken über Viktimisierung Kommen wir noch einmal zum Einbruch. Haben Sie schon einmal daran gedacht, dass jemand in Ihre derzeitige Wohnung einbrechen könnte, während niemand zuhause ist? Ja . . . . . . . . . . . . . 1 Nein . . . . . . . . . . . 1

Haben Sie schon einmal daran gedacht, dass jemand Ihnen Gewalt androhen könnte, um an Ihr Geld oder Ihre Wertgegenstände zu kommen? Ja . . . . . . . . . . . . . 1 Nein . . . . . . . . . . . 1

Haben Sie schon einmal daran gedacht, dass ein Fremder Sie aus geringem Anlass schlagen oder verletzen könnte? Ja . . . . . . . . . . . . . 1 Nein . . . . . . . . . . . 1

438

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

Viktimisierungsrisiko Bitte denken Sie nur an Ihre Wohngegend und an das, was Ihnen persönlich dort innerhalb der nächsten 12 Monate passieren könnte. Bitte geben Sie für jede der folgenden Straftaten an, für wie wahrscheinlich Sie es halten, dass Ihnen persönlich hier so etwas in den nächsten 12 Monaten passiert. Geben Sie bitte einen Wert zwischen 100% und 0% an. Dabei bedeutet 100% „es passiert mir ganz sicher“ und 0% „ich halte es für ausgeschlossen“. Dazwischen können Sie jeden beliebigen Wert wählen. Für wie wahrscheinlich halten Sie es, Bitte hier die Prozentwerte eintragen

. . . dass jemand in Ihre Wohnung einbricht, während niemand zuhause ist? . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1 1 1 % . . . dass jemand Ihnen in Ihrer Wohngegend Gewalt androht, um an Ihr Geld oder Ihre Wertgegenstände zu kommen? . . . . 1 1 1 % . . . dass ein Fremder Sie in Ihrer Wohngegend aus geringem Anlass schlägt oder körperlich verletzt? . . . . . . . . . . . . . . . . . 1 1 1 %

A2

Erfassung von ,Incivilities‘ aus der Perspektive der Begeher im DEFECT-Projekt

Beschreibung der von den Begehern notierten Incivilities, sofern diese sich in unmittelbarer Umgebung des Hauses eines Befragten befanden:

Code „gb“ – verfallene oder leer stehende Gebäude: Dieser Code wurde eingetragen, wenn sich in der unmittelbaren Umgebung des Hauses verfallene oder leer stehende Gebäude befanden – oder wenn das Haus, in dem sich der Zielhaushalt befindet, selbst verfallen war. Nachträglich kann dies leider nicht mehr unterschieden werden. Code „wn“ – besprühte Wände: Gab es in Sichtweite des Hauses Graffiti und bemalte Hauswände und Mauern, so wurde dies in dieser Spalte festgehalten. Code „te“ – Telefonzelle vorhanden: Wenn in nächster Nähe des Hauses eine Telefonzelle vorhanden war, wurde dies hier notiert. 439

Stefanie Eifler, Daniela Thume, Rainer Schnell

Code „zt“ – zerstörte Telefonzelle: Zerstörte Telefonzellen wurden nur selten angegeben. Die Begeherinnen haben vorhandene Telefonzellen nicht auf ihre Funktionstüchtigkeit hin überprüft. So wurden hier nur solche vermerkt, die deutlich sichtbar defekt waren.* Code „au“ – Ausländer: Hier wurde notiert, ob sich in der Wohngegend auffallend viele Ausländer aufhielten, wobei der Code auch vergeben wurde, wenn sich eine Häufung entsprechender Familiennamen an den Klingelschildern in der unmittelbaren Nachbarschaft des Zielhaushalts fand. Code „ml“ – Müll: Bei der Vergabe dieses Codes bestand ein Bezugsproblem: Anfangs wurde dieser Code häufig vergeben, später fiel den Begeherinnen auf, dass sich fast überall ein bisschen Müll finden ließ, der aber normalerweise in regelmäßigen Abständen entfernt wird. Code „bt“ – Betrunkene: Betrunkene sind den Begeherinnen nur sehr selten begegnet. Code „dr“ – Drogensüchtige: Drogensüchtige waren normalerweise nicht auf offener Straße als solche erkennbar. Der Code wurde entsprechend selten vergeben. Code „jn“ – lungernde Jugendliche: Hier war oft uneindeutig, ob die Jugendlichen, die sich auf der Straße aufhalten, hier aufgeführt werden sollten. Beispielsweise warteten Jugendliche oft an Bushaltestellen etc. Code „ns“ – Notrufsäule: Notrufsäulen gab es selten, im Allgemeinen befanden sie sich an U-Bahnhöfen oder an stark befahrenen Landstraßen, aber nicht in Wohngebieten.

*

Begeherin ch hat oft den falschen Code verwendet. Bei ihr handelte es sich immer um intakte Telefonzellen. Dies kann nachträglich verbessert werden. Diese Recodierungsarbeiten sind derzeit in Vorbereitung.

440

Subjektive und objektive Messungen von Zeichen öffentlicher Unordnung

A3

Erfassung von ,Incivilities‘ aus der Perspektive der Befragten im DEFECT-Projekt

Bitte denken Sie einmal an Ihre Wohngegend, also alles, was Sie in 5 Gehminuten erreichen können. Gibt es in Ihrer Wohngegend . . . Ja

Nein

Schmutz und Müll in den Straßen oder Grünanlagen

1

1

heruntergekommene oder leerstehende Gebäude

1

1

besprühte oder beschmierte Wände

1

1

zerstörte Telefonzellen oder Straßenlaternen

1

1

herumlungernde Jugendliche

1

1

Betrunkene auf der Straße oder in den Grünanlagen

1

1

andere Sie beunruhigende Personen

1

1

Bitte machen Sie in jeder Zeile ein Kreuz

441

Georgios Papastefanou

Georgios Papastefanou

Ambulatorisches Assessment: Eine Methode (auch) für die Empirische Sozialforschung Zusammenfassung Die Methodik der empirischen Sozialforschung ist im Wesentlichen von repräsentativen Umfragen gekennzeichnet, die im Kern auf retrospektiven Selbstberichten beruhen. Neuere experimentelle Untersuchungen haben gezeigt, dass diese Methodik, insbesondere bei der Erfassung emotionaler Erfahrungen und physiologischer Indikatoren des Wohlbefindens und der Gesundheit, ihre Grenzen hat. Demgegenüber werden Methoden der Echtzeitmessung und der objektiven Erfassung von physiologischen Markern durch die technische Entwicklung im Bereich von Taschencomputern (Ambulatorisches Assessment) in wachsendem Maße auch außerhalb von Laborsettings einsetzbar und damit auch für die empirische Sozialforschung interessant. Im vorliegenden Beitrag werden zunächst die methodischen Prinzipien von Echtzeitmessungs-Designs sowie relevante psychophysiologische und physische Parameter als Indikatoren individueller Befindlichkeit dargestellt. Anschließend werden einige Forschungsfragen aufgezeigt, die von der Verwendung der ambulatorischen Methodik profitieren können. Der Beitrag schließt mit exemplarischen Ergebnissen einer Pilotstudie, bei der ein Prototyp eines surveytauglichen Instruments des Ambulatorischen Assessment erprobt worden ist.

Abstract Ambulatory Assessment: New Methods for Social Research The most applied methodology in social research is based on random social surveys, which use retrospective self-reports. But recent studies provide evidence, that these kind of measurement, especially for measuring emotional and physical well-being over time is significantly biased. Methods of real-time data capturing of subjective and physiological states (ambulatory assessment) are going to set a new standard in at least health related research. As technological advancement of wearable computing allows to deploy these methods outside the lab, in the context of everyday life, they seem promising to meet a growing demand in social research studies (e. g. biosocial surveys). In this paper first main characteristics of real-time measurement designs are described,

443

Georgios Papastefanou

as well as indicators of peripheral physiological outcome, which might be relevant for indicating individual emotion and activation states. Then some social research issues are discussed, which seemly could gain merit of integrating ambulatory assessment into survey designs. Finally, exemplary results of a pilot study are reported, in which survey suitability of a prototypical wearable computing device is tested.

1 Einleitung Die repräsentative Umfrage mit standardisierten Fragen hat sich in der empirischen Sozial-, Markt- und Wirtschaftsforschung weithin als Standardmethode durchgesetzt (Kromrey, 1998; Schnell, Hill & Esser, 2005). Von der Erfassung von Daten mittels nichtteilnehmender Beobachtung oder medizinisch-physiologischer Ableitungen, wie sie z. B. in einer der ersten systematischen Untersuchungen der Sozialforschung – der Studie „Die Arbeitslosen von Marienthal“ von Paul Lazarsfeld und Marie Jahoda (Jahoda, Lazarsfeld & Zeisel, 2001) – eingesetzt wurde, wird in repräsentativen Umfragen immer mehr Abstand genommen. Dies scheint nicht nur ein Problem der empirischen Sozialforschung zu sein. Auch in der psychologischen Forschung, die zuletzt die Epoche des Verhaltens ausgerufen hat (APA, 1999), wird beklagt, dass sich die Erforschung menschlichen Verhaltens immer mehr auf die Untersuchung von „Fingerbewegungen“ (beim Drücken von Tasten und Ankreuzen von Kästchen in Fragebogen) reduziert hat (Baumeister, Vohs & Funder, 2007). Der mit Beobachtungs- und biophysiologischen Verfahren der Datenerhebung verbundene finanzielle, organisatorische und zeitliche Aufwand scheint abschreckend hoch. Demgegenüber erscheint die Effizienz der Erhebung von Verhaltensweisen und Befindlichkeiten durch retrospektive Selbstberichte unschlagbar. Allerdings hat seit Mitte der 1990er Jahre die kognitive Umfrageforschung mit experimentellen Untersuchungsdesigns die Verzerrungsanfälligkeit von Selbstberichten deutlich aufgezeigt (Schwarz & Strack, 1999). Gleichzeitig entwickelte sich ein methodischer Ansatz der Echtzeitmessung, der als Ambulatorisches Assessment wachsende Anerkennung und Akzeptanz erfährt. Dies zeigt sich u. a. darin, dass diese Methode von der amerikanischen Food and Drug Agency vorrangig empfohlen wird (FDA, 2006; Patrick et al., 2007). Ambulatorisches Assessment beruht im Wesentlichen auf den technischen Lösungen des Wearable Computing – miniaturisierter Informations444

Ambulatorisches Assessment: Eine Methode (auch) für die Empirische Sozialforschung

technik, die in alltägliche Kleidung und Accessoires integriert ist. Der empirischen Sozialforschung wird dadurch ermöglicht, affektive, physische und biophysiologische Daten in Echtzeit zu erfassen. Dies stellt einen klaren Vorteil gegenüber den verzerrungsanfälligen Retrospektivangaben dar, die auf subjektiven Selbstberichten beruhen. Moderne, in die Alltagsbekleidung integrierte Messgeräte eröffnen der populationsbezogenen Sozialforschung die Möglichkeit, in ihren Umfragedesigns verstärkt objektive und in Echtzeit erfasste Daten über individuelle Befindlichkeiten im Alltag zu integrieren. Der vorliegende Beitrag will das Potential herausstellen, welches die Methodik des Ambulatorischen Assessment für die empirische Sozialforschung mit Populationsbefragungen hat. Zunächst werden im Folgenden die methodischen Prinzipien des Ambulatorischen Assessments vorgestellt. Anschließend werden Anforderungen diskutiert, denen sich die empirische Sozialforschung gegenübergestellt sieht und denen sie mit Methodik und Technik des Ambulatorischen Assessments begegnen könnte. Schließlich werden einige beispielhafte Messungen mit einem Wearable-Computing-Prototyp berichtet. Der Beitrag endet mit einer Agenda zur Integration des Ambulatorischen Assessments in die empirische Sozial- und Wirtschaftsforschung.

2 Zur Methodik des Ambulatorischen Assessments 2.1 Methodologische Prinzipien Ambulatorisches Assessment kann folgendermaßen umschrieben werden „. . . the use of (mainly) electronic devices and computer-assisted methods of data collection suitable for use in the field to collect self-report data, behavior observation data, psychometric behavior measures, and physiological data in unrestrained daily life settings“ (Fahrenberg, Myrtek, Pawlik & Perrez, 2007, S. 207).

In dieser Definition sind zwei methodologische Prinzipien angesprochen: a) Aspekte menschlichen Daseins im Moment ihres Auftretens zu messen (Prinzip der Echtzeitmessung, in vivo), b) Aspekte menschlichen Daseins im alltäglichen Kontext zu erfassen (Prinzip der externen Validität, in situ). Diese Prinzipien spiegeln sich in verschiedenen Bezeichnungen wider, z. B. als „ecological momentary assessment“ (Shiffman, Stone & Hufford, 2008; Stone & Shiffman, 1994; Stone, Shiffman, Atienza & Nebeling, 2007) 445

Georgios Papastefanou

oder als „experience sampling“ (De Vries, 1992; Hektner, Schmidt & Csikszentmihalyi, 2007; Larson & Csikszentmihalyi, 1983). Damit wird herausgestellt, dass innerhalb einer relevanten Beobachtungsspanne eine Stichprobe an Momenten aus der zeitlichen Gesamtmenge an Momenten zur Abbildung spezifischer Prozesse untersucht wird. Typischerweise wird dabei zwischen Intervall-kontingenter (der Untersuchungsteilnehmer wird in regelmäßigen Abständen zu einer Eingabe aufgefordert), signal-kontingenter (die Eingabeaufforderung erfolgt in zufällig ausgewählten Zeitpunkten), ereignis-kontingenter (die Aufforderung erfolgt nach Eintritt eines Ereignisses) und kontinuierlicher Aufzeichnung unterschieden (Pawlik, 1988; Reis, 2000; Shiffman et al., 2008). In einer der ersten Studien, die diesem methodologischen Ansatz folgten, erhoben Buse und Pawlik (1984) Daten über Verhalten und Stimmungsbefindlichkeit nach einem randomisierten Zeitstichprobendesign, um sicherzustellen, dass Situationen und Settings des alltäglichen Lebens erfasst würden. In dem Maße, wie eine Stichprobe aus Erlebnismomenten einer Stichprobe aus zeitlich abgrenzbaren Situationen entspricht, werden damit auch Prozesse repräsentiert. Deshalb kann man feststellen, dass zum Ambulatorischen Assessment auch c) das Prinzip der Verlaufsmessung gehört. Neben der methodischen Ausrichtung auf In-vivo- und In-situ-Messungen von Prozessen, verweist Ambulatorisches Assessment auch auf eine interdisziplinäre Perspektive, in der neben subjektiven Daten, auch Beobachtungs- und physiologische Daten zur Untersuchung des menschlichen Alltags gehören (können und sollen): „These methodologies include but are not limited to experience sampling, r