Anhang: Die Magnitude-Prestigeskala (MPS) Theorie, Konstruktion und die Prestigescores ffir berufliche Tatigkeiten

Die Magnitude-Prestigeskala (MPS) richtet sich auf die 283 Kategorien des ISCO-Schemas beruflicher Tatigkeiten (ISCO, 1968). Sie stellt im Sinne von Tabelle 6.1 eine Reputationsskala dar. Ihlen Namen verdankt sie der Methode der Magnitude-Messung, die zur Erhebung angewendet wurde. In zwei reprasentati­yen Querschnittsuntersuchungen in der Bundesrepublik und West-Berlin - den ZUMA-Bussen 1979 und 1980 - wurden 4015 Personen in Hinsicht auf insgesamt 50 Bezeichnungen beruflicher Tatigkeiten nach dem "Ansehen, das heiBt wie sehr Leute mit dies en Berufen in unserer Gesellschaft heute geachtet werden", be­fragt. Neben den beiden groBen Umfragen wurden mehrere Vorbereitungs- und Begleitstudien durchgefUhrt, urn die Methode zu erproben, die Erhebungsfor­mate umfragegerecht auszuarbeiten und die meBtheoretischen Eigenschaften der erzielten Skalen zu bestimmen (u. a. Wegener, 1978, 1980b, 1982c, 1983b; Beck u. a., 1979a; Orth/Wegener, 1983). In allen Studien wurden fUr die Skalierung der Berufe neben dem Magnitude-Verfahren auch konventionelle (9stufige) Katego­rialmessungen benutzt. Diese parallele Form der Skalierung diente nicht nur dem Vergleich, sondern dariiber hinaus der Bestimmung der Skalenqualitat der Magnitude-Messungen. AuBerdem spielen die kategorischen Prestigewerte auch eine Rolle bei der Konstruktion der Magnitude-Gesamtskala MPS.

1. Magnitude-Skalierung

Die Magnitude-Methode in der Prestigeforschung wurde als Antwort auf die verbreitete Kritik an den herkommlichen direkten Reputationsmessungen einge­setzt. Nach dem Vorbild der Untersuchung von North/Hatt (1947) finden diese Messungen in der Regel als Kategorialskalierungen - zumeist mit nicht mehr als fiinf Anwortvorgaben - statt. Diese Skalierungsform begrenzt das Differenzie­rungsvermogen der Befragten, so daB fUr die Ergebnisse selten ein hoheres Skalenniveau als das von Ordinalskalen angenommen werden kann (Coxon/ Jones, 1978; Wegener, 1979; Stewart u.a., 1980). Die Magnitude-Skalierung ist wie das kategorische Rating-Verfahren eine "direkte" Skalierung, das heiBt die Messung basiert auf Skalierungsleistungen, die die Befragten selbst vornehmen. Es wird angenommen, daB die numerischen oder extensiven Reaktionen der Befragten an sich bereits giiltige Skalenwerte sind, die nicht "indirekt" erst erschlossen oder errechnet werden miissen. 1m Unterschied zur Kategorialmes­sung werden bei Magnitude-Messungen dem Befragten allerdings keine Ant­wortmoglichkeiten zur Auswahl vorgegeben, sondern er wird aufgefordert, in bezug auf eine Reizserie implizite Verhiiltnisurteile, die seine Empfindungsinten­sitaten beschreiben, abzugeben. Dies geschieht in der Regel in der Weise, daB der Befragte einem Standardreiz einen beliebigen numerischen Wert zuordnet und alle nachfolgenden Reize der sequentiellen Darbietung mit Produkten oder

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Fraktionen dieser GroBe versieht. Die Urteile sind entsprechend beliebig fein abstufbar. Kategorische Urteile sind in ihrer Differenziertheit hingegen auf die Anzahl der zur Verfiigung gestellten Antwortkategorien angewiesen.

Von der Methode her kann eine Magnitude-Messung insbesondere Extrem­urteile prinzipiell ohne "Deckeneffekte" abbilden1• Bei Kategorialskalen, zumal bei solchen mit wenigen Kategorien als Vorgaben, besteht demgegeniiber immer die Gefahr, daB die Endkategorien Extremurteile in konfundierter Form aus­driicken. Dariiber hinaus sind Kategorialskalen in besonderem MaBe kontextan­fallig: Nicht nur das interindividuell variierende semantische Verstandnis der Kategorienbezeichnungen und ihrer Abfolge, sondern vor allem die Ausdehnung des Stimuluskontinuums (und seine Wahrnehmung) fUhren zu einem im Einzel­fall nicht rekonstruierbaren Gebrauch, den die Befragten von den Antwortmog­lichkeiten machen (Parducci, 1974, 1982; Wegener u.a., 1982a). Die Folge ist, daB Kategorialurteile in der Regel nicht interindividuell vergleichbar sind, zu­mindest dann nicht, wenn die Skalenwerte eine metrische und nicht nur ordinale Interpretation erhalten.

Die Magnitude-Skalierung ist ein MeBverfahren, das urspriinglich in der Psychophysik - und zwar in Frontstellung zur traditionellen Psychophysik Fechners (1860) - entwickelt wurde (Stevens, 1975; Marks, 1978; Gescheider, 1976; BairdlNoma, 1978), das aber auch in die Einstellungsmessung Eingang gefunden hat (Lodge, 1981; Wegener, 1982a). Seine meBtheoretischen Vorteile sind im Anwendungsfeld der sensorischen und sozialen Psychophysik verschie­dentlich demonstriert worden (Orth, 1982; Orth/Wegener, 1983; Wegener, 1983b). Die Magnitude-Messung griindet dariiber hinaus in einer allgemeinen Wahrnehmungs- und Urteilstheorie, die die Formulierung von Struktur- und MeBmodellen fUr Urteilsmodelle in bezug auf Intensitatswahrnehmungen er­laubt (Saris u.a., 1980; Cross, 1982; Wegener, 1983b). Das ausgearbeitete Ver­fahren der Magnitude-Messung, das in typischen Umfragesituationen fUr die Einstellungsmessung anwendbar ist, involviert zwei Reaktionsmodalitaten: nu­merische GroBenschatzung und das Zeichnen von Linien, mit denen die Verhalt­nisurteile jeweils ausgedriickt werden sollen. Diese replikative Vorgehensweise gewahrleistet die Bestimmung der individuellen Skalenqualitat. Das heiBt Ma­gnitude-Messungen konnen potentiell auch miBlingen, dann namlich, wenn ihre Giitestandards nicht erfiillt werden (Wegener, 1983c, 1985b).

Fiir die Reputations-Prestigemessung wurden wiederholt Magnitude-Metho­den benutzt, allerdings nur in experimenteller und nicht auf Reprasentativitat abzielender Form. AuBerdem wurde das Verfahren bisher lediglich mono-modal eingesetzt, das heiBt unter Verwendung nur einer einzigen Reaktionsmodali­tat. Die Moglichkeit zur Qualitatspriifung ist in diesen Fallen nicht gegeben (Hamblin, 1974; Shinn, 1974; Coleman/Rainwater, 1979; Perman, 1984).

Der Kern der Magnitude-Theorie besteht in der potenz/ormigen Funktions­beziehung zwischen einem Kontinuum von Reizstarken Si und dem Kontinuum von Magnitude-Reaktionen Ri auf die Darbietung der Reizserie (der Lange i) mit zum Beispiel Linien oder Zahlen. Das heiBt, es gilt:

(AI)

lAuch bei Magnitude-Messungen kann jedoch das sogenannte Regressionsproblem auftreten; vgl. Stevens/Greenbaum (1966), Cross (1974, 1982).

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Der Wert des Exponenten n ist dabei empirisch flir bestimmte Modalitaten Sj spezifisch und konstant. Wenn Rj(a) = a Ajm und Rj(b) = b Bjn als zwei bewahrte Reiz-Reaktionsfunktionen in bezug auf die Reizmodalitaten Aj und Bj gegeben sind, das heiBt, wenn die jeweiligen Exponenten empirisch bestimmt sind, ergibt sich flir Rj(a) = Rj(b) die Intermodalitatenfunktion

Aj = (b/a)lIm Bnlm. (A2)

Die Annahme RI(a) = Rj(b) ist in zwei Fallen gerechtfertigt: .1. dann, wenn etwa Reize des Kontinuums Aj mit Reaktionen im Kontinuum Bj

eingeschatzt werden sollen (z. B. die Intensitat von Lichtreizen solI mit den manipulierbar gemachten IntensiUiten eines Lautstarkegenerators zur Deckung gebracht werden). Solche Anpassungen von Modalitaten an einan­der sind die Verifikationsgrundlage des Potenzgesetzes in der sensorischen Psychophysik (sogenanntes cross-modality matching oder CMM), weil sich mit ihrer Hilfe die Intermodalitatenfunktionen und ihre typischen Exponen­ten bestimmen lassen. Die unterstellte Reaktionsgleichheit, das heiBt Rj(a) = Rj(b), ist aber auch dann gerechtfertigt,

2. wenn Befragte zum Beispiel aufgefordert werden, eine dritte Stimulusmodali­tat Cj mit Hilfe von Reaktionen in Aj und Bj zu beurteilen. Auch in diesen Fallen ist die Intermodalitatenfunktion empirisch flir die vorgenommene Messung testbar, und zwar ohne daft die Metrik von Ci bekannt sein muft. Das heiBt, auch EinstellungsgroBen kommen als Beurteilungsobjekte in Frage. Dieses sogenannte indirect cross-modality matching (ICMM) stellt die empiri­sche Basis dar flir die Ubertragbarkeit der Magnitude-Methodik auf den Einstellungsbereich.

Allgemein gilt, daB eine bi-modale Magnitude-Messung nur dann vor dem Hintergrund des empirisch bewahrten Theoriesystems der Psychophysik akzep­tabel ist, sofern 1. zwischen den beiden Reaktionsmodalitaten eine Potenzfunk­tion nachgewiesen werden kann und 2. der Exponent (n/m) dieser Funktion den Wert aufweist, der den Untersuchungen der Einzelmodalitaten nach Gleichung Al entspricht. Insofern ist jede faktisch vorgenommene Magnitude-Messung eine Bestatigung oder potentielle Falsifikation der Magnitude-Theorie. 1m Be­statigungsfallliegt eine deskriptive Messung2 in dem Sinne vor, daB die Messung selbst sich an einer nomologischen Rekonstruktion des Urteilsverhaltens vali­diert. Uber diese Validitat verfligt eine gelungene Magnitude-Skalierung, noch bevor ihre Rolle in substantiellen Zusammenhangen untersucht wird.

2. Konstruktionsprinzipien

Flir die Prestigeskala, die zwar auf subjektiven Urteilen aufbaut, deren Interpre­tation und soziologische Bedeutung sich jedoch an strukturell-hierarchischen Gesichtspunkten orientieren sollen3, sind die folgenden sechs Konstruktions­prinzipien beziehungsweise -probleme ausschlaggebend.

2 Vgl. jm Haupttext Abschnjtt 6.3. 3 Vgl. Kapjtel 7.

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1. Direkte, deskriptive Messungen: Ais erstes Prinzip steht fest, daB der Ausgang genom men werden muB von individuellen direkten Skalierungen. Es geht urn Einzelbefragte. Dartiber hinaus muB die Erhebungsmethode die Gewahr fUr eine deskriptive Messung bieten, das heiBt, sie muB nach Regeln verfahren, die aus einer empirischen Theorie tiber den MeBvorgang selbst ableitbar sind. Diese Bedingung kann von der Magnitude-Messung erfUllt werden. Es ist im Einzelfall prUfbar, ob eine deskriptive Messung vorliegt oder nicht.

2. Berufliche Tiitigkeiten: Nach den in Kapitel 6 des Haupttextes gemachten AusfUhrungen ist in gleicher Weise evident, daB die zu skalierenden sozialen Positionseinheiten differenziert sein mUssen und nicht von sich aus bereits einen Hierarchieaspekt an sich tragen dtirfen. Nur so konnen wir davon ausgehen, daB die Prestigeurteile eigene Urteilsprodukte der Befragten sind, fUr die sie die verantwortlichen "Skalierer" darstellen und die nicht bereits normativ durch eine Hierarchisierung vorbestimmt sind. Wir hatten gesehen, daB die Klassifikation nach beruflichen Stellungen in diesem Sinne inharent hierarchisch angelegt ist, daB diese Klassifikation als solche bereits eine - zumindest schwache - Ordnung abbildet. 1m Sinne unserer formalen Pre­stigedefinition (Abschnitt 6.3), kommen Stellungseinteilungen daher als Ska­lierungseinheiten nicht in Frage. SolI die Prestigeskala sich auf berufliche Positionen beziehen, dann sind hierfUr die Tatigkeitsbeschreibungen dieser Positionen zugrundezulegen.

3. Strukturskala als Ubertragungskriterium: Mit der Wahl der Reputationsska­lierung als Vorgehen bei der Konstruktion einer Prestigeskala ergibt sich ein wesentliches und vordringlich zu losendes Problem: das Ubertragungspro­blem. Es muB ein Weg gefunden werden, urn die in der Erhebung unmittelbar eingeschatzten Elemente auf die GroBe der Gesamtskala zu bringen, die sich auch auf Positionen erstreckt, fUr die gar keine Schatzungen vorliegen. Bei der geforderten Differenziertheit der Positionseinheiten lassen sich immer nur wenige "Berufe" durch Befragte einschatzen. Die Skala, die angestrebt wird, solI aber fUr eine vollstandige Liste von Berufen gelten (in unserem Fall fUr die 283 Kategorien des ISCO-Schemas).

Es ware falsch, diese Zwangslaufigkeit nur zu beklagen und als Quelle von Beliebigkeit abzutun4• Denn die Wahl eines "Zielkontinuums", anhand dessen die Ubertragung von den faktisch eingeschatzten Berufen auf die 283 des ISCO-Schemas vorzunehmen ist, offeriert ja auch eine Validierungschance: Man wird fUr die Ubertragung nur jenes gesamtgesellschaftliche Kontinuum zur Basis nehmen wollen, das mit den direkt skalierten Einheiten hoch korre­liert ist. Auf diese Weise erfordert die Ubertragungsproblematik die Validie­rung der direkt skalierten Prestigeskala und ihre vergleichende Testung in bezug auf konkurrierende Kriterien5•

Vor dem Hintergrund der in dieser Arbeit ausgefUhrten Begriffsklarungen erwarten wir, daB die Skala der eingeschatzten 50 Berufe eine Strukturkom­ponente zum Ausdruck bringt. Das heiBt, als empirische Hypothese wird

4 Wie dies zum Beispiel Coxon/Jones (1974, 1978) tun. s 1m Gegensatz zu den vielen Versuchen, Prestigeskalen nachtriiglich extern zu validieren (z. B.

Goldthorpe/Hope, 1972, 1974), geht die Kriteriumsskala bei der Konstruktion von MPS bereits in diese Konstruktion selbst ein.

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behauptet, daB die Magnitude-Skala der Stimulusberufe mit einer Skala, die strukturelle Gesichtspunkte beriicksichtigt, jedenfalls h6her korreliert als mit Skalen, die lediglich die Verteilung von aggregierten Einzelattributen wider­spiegeln. Sofern sich diese Erwartung bestatigt, kann man die entsprechende Strukturskalierung als Basis fUr die Konstruktion der Prestigeskala fUr alle intendierten Berufskategorien benutzen. Das Ubertragungsproblem wird also Uber eine Strukturskalierung zu 16sen sein. Dabei erhalt die Strukturskala im ProzeB der Konstruktion durch die direkten Prestigeeinschatzungen eine (Kriteriums-)Validitat, ebenso wie die Skala der direkten Einschatzungen umgekehrt durch die Strukturskala validiert wird.

4. Stimulusselektion: Die Interpretation der Prestigeordnung als SchlieBungs­ordnung und die inhaltliche Gleichsetzung beider Ordnungen gibt der Aus­wahl der Stimulusberufe fUr die Reputationsskalierung einen besonderen Stellenwert. Die Einschatzungen mUssen sich auf eine Auswahl von Berufspo­sitionen als Tatigkeiten richten, die in bezug auf die vollstandige Liste der Berufe, um die es gehen solI, eine reprasentative Stichprobe darstellen. Ais Gesichtspunkte fUr die Reprasentativitat sind sowohl Hierarchieaspekte als auch "qualitative" Gesichtspunkte der Tatigkeitsarten zu berUcksichtigen.

5. Reprasentativitat: Ebenfalls mit einem Stichprobenproblem haben wir es bei der Auswahl der Befragten zu tun, die die Berufseinschatzungen abgeben. Das Problem ist allerdings nur dann von Bedeutung, wenn die Prestigebeurteilun­gen - wovon wir allerdings ausgehen k6nnen (Kap. 10 im Text) - nicht konsensuell erfolgen. In dem Fall muB die Angemessenheit der Stichproben­auswahl a posteriori in Hinsicht auf die wesentlichen Variablen, in deren Abhangigkeit die Urteile variieren, Uberpriift werden.

6. Konstruktvalidierung: SchlieBlich ist bei den Konstruktionsprinzipien fUr die Prestigeskala zu beachten, daB die einzelnen Operationalisierungsentschei­dungen, die vorgenommen werden, ihre endgUltige Rechtfertigung sozusagen retrodiktiv erfahren: Erst die Brauchbarkeit der Skala fUr Erklarungen und Prognosen im Rahmen substantieller Modellbildungen bestatigt die Validitat der Konstruktion. Es ist theoretisch m6glich, daB sich der Aufwand als wenig nUtzlich erweist, und die Skala im Ergebnis zu keinen neuen Einsichten fUhrt. In diesem Sinne ist die Konstruktvalidierung des Produkts Bestandteil der Skalenkonstruktion (vgl. Wegener, 1983c). Auf dem konkreten Niveau der Operationalisierungen mUss en Entscheidungen getroffen werden, deren Am­bivalenz allein durch den Nutzen, den die Ergebnisse zeitigen, aufgehoben werden kann.

Die ErfUllung dieser Konstruktionsprinzipien und die konkreten Operationali­sierungsentscheidungen, die im einzelnen getroffen wurden, werden im folgen­den dokumentiert. Es ist sinnvoll, zunachst mit Stichprobenfragen zu beginnen (in bezug auf die Stimuli und auf die untersuchten Befragten), anschlieBend die Erhebungsarbeit zu beschreiben, indem die erreichten GUtekennwerte der Magnitude-Messungen untersucht werden, und schlieBlich die Ubertragung der vollstandigen Prestigeskala mit Hilfe der Strukturskala nachzuzeichnen.

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3. Selektion der Berufe

Die Auswahl der Stimuli, die bei Prestigeuntersuchungen eingeschatzt werden sollen, ist entscheidend fUr das Generalisierungspotential der empirischen Er­gebnisse. Die Kriterien der Auswahl sollen die Reprasentativitat der Stimuli in bezug auf ein Universum moglicher Stimuli sicherstellen. Da die denkbaren Gesichtspunkte dabei aber in der Regel in keinem Verhaltnis zu der begrenzten Anzahl der Stimuli stehen, deren Einschatzung in Felduntersuchungen bewaltigt werden kann, dominiert - wie Coxon/Jones (1974) belegen - das BemUhen, die eigene Untersuchung lediglich mit anderen vergleichbar zu machen. Es kommt auf diese Weise meistens zu bloBen Modifikationen bereits immer schon unter­suchter Stimuluslisten und damit insbesondere zu einer sich fortsetzenden Uber­reprlisentation statushiiherer Berufe und Berufsbezeichnungen.

Die Konstruktion der Magnitude-Prestigeskala war aus diesem Grund urn einen Neuanfang bemUht. Die Berufsbezeichnungen sollten der ISCO-Klassifi­kation entnommen werden. In bezug auf diese Grundgesamtheit wurden zwei Kriterien der Selektion festgelegt: ein hierarchisches und ein Situsmoment. Die ausgewlihlten Stimuli sollten die ganze Breite des Prestigekontinuums abdecken und zugleich unterschiedliche "Arten" der Berufstatigkeiten proportional zur Verteilung ihres Vorkommens reprlisentieren. Der Erhebungsplan sah 50 unter­schiedliche Berufsbezeichnungen vor, die auszuwlihlen waren.

Unter dem hierarchischen Gesichtspunkt ist es nicht sinnvoll, sich an beste­henden Prestigeskalen zu orientieren. Die neue Skala solI in bezug auf diese Skalen ja eine alternative Selektion zur Grundlage nehmen. Vielmehr schien es angebracht, sich lediglich auf eine Grobklassifikation der hierarchischen Vertei­lung zu beziehen. DafUr bietet sich die Hierarchie nach Berufsstellungen an. Die Besetzungshliufigkeiten in 17 Kategorien beruflicher Stellungen wurden dafUr zugrundegelegt (aus der Mikrozensus-Zusatzerhebung 1971 und dem ZUMA­Bus 1976 gemittelt; vgl. Mayer, 1979). FUr jede der 17 Kategorien wurde der proportionale Anteil auszuwlihlender Berufe bestimmt, der diese Hliufigkeits­verteilung widerspiegelt. Daraus ergab sich die absolute Anzahl beruflicher Stellungen, die pro Stellungskategorien auszuwlihlen waren.

Ais zweiter Schritt wurde fUr jede Kategorie von Berufsstellungen eine Liste beruflicher Tiitigkeiten (nach ISCO) mit ihren Auftrittshaufigkeiten erstellt. Auf dieser Grundlage fand die Auswahl der 50 einzuschatzenden Berufstlitigkeiten statt, indem nach Vorgabe ihres Anteils pro Stellungskategorie jene Berufe ausgewlihlt wurden, die

1. die groBten Auftrittshliufigkeiten in ihrer entsprechenden Kategorie berufli­cher Stellungen aufwiesen, und

2. die - soweit realisierbar - ein Abbild der ISCO-Hauptgruppen ergaben, das heiBt die die "Arten" moglicher Berufe innerhalb einer Kategorie beruflicher Stellungen moglichst vollstandig widerspiegelten.

3. Die auf diese Weise destillierte Berufsliste wurde auBerdem in bezug auf zwei weitere Kriterien inspiziert und in Einzelfallen korrigiert: a) Es wurde versucht, eine Ausgewogenheit herzustellen in Hinsicht auf eine

Vierfelderklassifikation der Berufe nach (1) Ausbildungsvoraussetzungen und danach, (2) ob die Berufe eher auf den Umgang mit Personen oder auf

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den Umgang mit Maschinen beziehungsweise Daten ausgerichtet sind (vgl. DOT, 1965; Coxon/Jones, 1979: 8-14).

b) Jene Tiitigkeitsbezeichnungen von Berufen, die mehrheitlich von Frauen ausgeiibt werden (iiber 50 %), wurden in "weiblicher Formulierung" aufge-nommen (z. B. "Volksschullehrerin" oder "Sekretiirin").

4. SchlieBlich wurden die Bezeichnungen der Berufe nach Allgemeinverstiind-lichkeit hin gepriift. Mehrere Pretests gaben diesbeziiglich Anhaltspunkte6•

Tabelle Al

Mittelwerte der Magnitude- (MAG) und kategorischen (KAT) Prestigeeinschiitzungen fiir 50 Stimu-lusberufe. ISCO: Kategorien der International Standard Classification of Occupations; S: Serie 1: ZUMA-Bus 1979; Serie 2: ZUMA-Bus 1980 Split-A-Version; Serie 3: ZUMA-Bus 1980 Split-B-Ver-sion; S.D.: Standardabweichung; N: Anzahl giiltiger Einschatzungen; MD%: Prozentsatz fehlender Werte.

ISCO S Berufe* MAG S.D. N KAT S.D. N MD%

061 1 Arzt 159.7 159.0 1796 8.0 1.3 1955 3.03 122 3 Richter 153.0 167.6 921 7.6 1.7 977 1.80 13l 2 Professor 151.7 149.4 920 7.6 1.7 984 2.00 129 3 Rechtsanwalt 139.2 139.6 920 7.3 1.5 981 1.41 219 2 Bankdirektor 136.2 126.4 916 7.1 1.8 983 2.09 021 3 Architekt 123.7 Il8.0 920 6.8 1.5 976 1.91 192 2 Diplom-Psychologe Il9.5 108.5 912 6.6 1.9 978 2.59 067 2 Apotheker 117.4 93.7 987 6.6 1.5 987 1.69 132 1 Studienrat 107.2 94.7 1796 6.8 1.6 1959 2.83 159 3 Journalist 96.9 68.6 921 6.0 1.7 977 1.81 OIl 3 Lebensmittelchemiker 91.5 60.2 917 5.8 1.6 975 2.01 022 1 Bauingenieur 91.3 57.9 1796 6.3 1.5 1955 3.03 133 1 Volksschullehrerin 87.8 60.2 1795 6.0 1.5 1962 2.68 071 1 Krankenschwester 83.9 69.2 1796 5.5 1.8 1962 2.68 084 3 Programmierer 82.0 47.6 918 5.5 1.6 973 2.21 399 1 Industriekaufmann 78.1 46.7 1796 5.3 1.5 1961 2.73 331 2 Finanzbuchhalter 77.6 66.3 916 5.2 1.6 985 1.89 776 2 Biickermeister 75.4 50.9 917 5.3 1.5 982 2.19 191 3 Bibliothekarin 74.8 62.1 918 5.0 1.7 980 1.51 339 2 Bankangestellter 74.8 40.0 917 5.1 1.4 980 2.39 611 2 Landwirt 71.8 76.3 916 4.8 1.8 988 1.59 582 1 Polizist 69.5 42.5 1796 5.1 1.8 1959 2.83 985 2 Krankenwagenfahrer 68.0 57.4 917 4.8 1.9 982 2.19 393 1 Sekretiirin 65.3 35.7 1796 4.9 1.5 1960 2.78 134 2 Kindergiirtnerin 64.8 32.0 917 4.7 1.7 990 1.39 843 1-3 KFZ-Mechaniker 63.9 39.3 3633 4.9 1.6 3926 2.16 842 3 Feinmechaniker 62.3 28.6 921 4.8 1.5 978 1.71 922 3 Buchdrucker 62.0 41.5 920 4.5 1.4 982 1.31 985 1 Taxiunternehmer 61.9 42.3 1796 4.6 1.6 1960 2.78 163 2 Fotograf 60.0 52.8 917 4.5 1.6 986 1.79 841 1 Maschinenschlosser 58.5 29.2 1795 4.6 1.6 1958 2.88

6 Coxon/Jones (1974) geben einen Uberblick iiber die herkiimmlichen Verfahrensweisen bei der Stimulusselektion in Prestigestudien.

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Fortsetzung von Tabelle Al

ISCO S Berufe* MAG S.D. N KAT S.D. N MD%

985 2 Omnibusfahrer 55.1 29.2 917 4.2 1.8 988 1.59 599 3 Zahnarzthelferin 54.9 28.5 922 4.2 1.5 980 1.51 360 3 Bundesbahnschaffner 54.9 28.9 921 4.2 1.6 980 1.51 985 3 Fernfahrer 54.6 37.8 921 4.2 1.8 980 1.51 370 1 Briefbote 52.5 30.2 1796 4.2 1.9 1958 2.88 951 1 Maurer 51.1 33.2 1796 4.2 1.8 1954 3.08 855 1-3 Elektroinstallateur 50.0 00.0 3637 4.7 1.6 3930 2.07 959 1 Bauarbeiter 49.5 35.6 1795 3.8 1.9 1962 2.68 570 3 Friseur 49.5 25.7 920 3.9 1.6 977 1.81 833 2 Dreher 47.6 19.1 917 4.1 1.6 986 1.79 724 3 EisengieBer 46.7 22.3 920 3.9 1.6 980 1.51 754 2 Textilweber 45.0 24.8 916 3.7 1.6 981 2.29 451 2 Schuhverkauferin 41.4 33.8 917 3.4 1.5 986 1.79 621 3 Landarbeiter 40.1 32.6 920 3.1 1.9 980 1.51 999 3 Mullwerker 38.2 30.8 919 3.0 1.9 979 1.61 999 1 Fabrikarbeiterin 35.1 20.0 1795 3.2 1.9 1955 3.03 971 3 Lagerarbeiter 33.7 20.2 921 2.9 1.6 979 1.61 999 2 Hilfsarbeiter 31.6 52.4 916 2.4 1.8 986 1.79 552 2 Autowascher 30.1 18.6 916 2.6 1.5 985 1.89

* Wiedergegeben sind die Stimulusformulierungen.

Die Liste der 50 Berufe, die sich aus der Kette dieser Selektionsschritte ergab7,

wurde in drei Serien aufgeteilt, urn die Einschatzungen im Rahmen von Umfra-gen moglich zu machen. 16 Berufe bildeten die Stimuli fUr die ZUMA-Bus-Erhe-bung 1979 (Serie 1) undjeweils 19 Berufe wurden den beiden Split-Versionen A und B des ZUMA-Bus 1980 zugeordnet (Serien 2 und 3). Zwei Berufsbezeich-nungen ("Elektroinstallateur" und "Kraftfahrzeugmechaniker") waren Bestand-teil aller drei Serien, urn als Verbindungspunkte fUr die Konstruktion der ge-meinsamen Skala zu dienen8• Aus Tabelle Al gehen die ausgewahlten Berufstitel und ihre Aufteilung auf die Serien 1-3 hervor.

4. Stichproben

Die Konstruktion der Magnitude-Prestigeskala beruht im Gegensatz zu der groBen Menge konventioneller Prestigestudien, die dem Paradigma der Reputa­tionsskalierung folgen, auf Reprasentativerhebungen9 • Insgesamt liegen Prestige-

7 Sinn der Pretests war auBerdem die Erprobung des Erhebungsverfahrens, der Interviewerinstruk­tion und -schulung, der Frageformulierungen usw. Vgl. Wegener (1980b). Die Bedeutung des Verstandnisses der Stimulusbezeichnungen wird bereits bei North/Hatt (1947) untersucht (vgl. Reiss, 1961). Der Anteil nicht gegebener Einschatzungen (missing data) ist ein Hinweis auf den Bekanntheitsgrad der Berufsbezeichnungen (vgl. Abschnitt 4 in diesem Anhang), wahrend die Variation der Einschatzungen Ausdruck der Homogenitat des Verstandnisses ist (vgl. Abschnitt 5 dieses Anhangs).

8 Diese Vorgehensweise der Skalenkonstruktion aus uberlappenden Segmenten richtet sich nach dem Vorbild, das Volkman (1941) im Bereich der Akustik gegeben hat.

9 Uberblick iiber die wichtigsten Studien in Hinsicht aufStichproben geben unter anderem Coxon/ Jones (1974, 1978) und GoldthorpelHope (1974).

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einschatzungen von 4015 Befragten vor. 2016 davon entstammen der ZUMA­Bus-Erhebung von 1979, 1004 der Split-A-Version des ZUMA-Bus 1980 und 995 der Split-B-Version dieser Untersuchung.

Ftir die Skalenkonstruktion wichtig ist die Betrachtung der Ausfallsraten. 1st der Einsatz der Magnitude-Skalierung mit einem hohen Anteil von Ausfallen belastet? 1m Mittel ergeben sich knapp 9 Prozent Ausfalle bei der Magnitude­Skalierung. Das sind etwa doppelt so viele Ausfalle wie bei der kategorischen Skalierung derselben Berufslisten. Der EinfluB von Interviewer- und Befragten­eigenschaften und von spezifischen Interviewsituationen auf die Ausfallsrate und die Skalierungsleistungen wird bei Wegener (1980b) untersucht. Allgemein zeigt sich, daB sowohl die Ausfalls- beziehungsweise Verweigerungsrate bei der Magnitude-Messung als auch ihre Qualitat in starkem MaBe von Eigenschaften und Erwartungen der Interviewer abhangen, wahrend die Befragtencharakteri­stiken - in erster Linie ihre Schulbildung und ihr Alter - weniger bedeutungsvolle Effekte in bezug auf beide Kriterien (Ausnille und Skalierungsgtite) austiben. Unter Aggregierungsgesichtspunkten, die bei der gemeinsamen Skala eine Rolle spielen, konnen diese Effekte daher vernachlassigt werden.

Die Ausfallsraten in bezug auf die Einzelstimuli geben Auskunft tiber den Bekanntheitsgrad der Berufsbezeichnungen. Bei der Kategori;;tlskalierung der 50 Berufe betragt diese Rate im Mittel 2.2 Prozent mit 1.31 Prozent als Minimum und 3.08 Prozent als Maximum (vgl. Tab. AI). Es scheint, daB keiner der 50 Berufe in auffalliger Weise fUr die Befragten unbekannt ist oder daB die gewahl­ten Formulierungen Verstandnisschwierigkeiten auslosen.

5. Skalierung

Die Skalierungen folgten in der DurchfUhrung, den bei Wegener (1980b) be­schriebenen Prozeduren. Sowohl fUr die Magnitude-Messung der 50 Stimulus­berufe als auch fUr die kategorische Skalierung wurde der folgende Fragetext vorgegeben: "[ ... ] Ich mochte jetzt gerne wissen: welches Ansehen diese 16 (19) Berufe heute Ihrer Meinung nach haben; das heiBt wie sehr Leute mit dies en Berufen in unserer Gesellschaft heute geachtet werden."

Die Interviewerinstruktion sah vor, daB bei Nachfragen darauf hinzuweisen war, daB die Berufe nach ihrem Ansehen, das sie "in unserer Gesellschaft heute" genieBen, eingeschatzt werden sollten, nicht nach Gesichtspunkten personlicher Bevorzugung oder personlichen Respekts.

Die verbalen Beurteilungskriterien, die in der empirischen Prestigeforschung benutzt werden, sind heterogen (vgl. Coxon/Jones, 1978: 28-32). Auf der ande­ren Seite beschaftigt sich die Literatur ausfUhrlich mit den Auswirkungen unter­schiedlicher Bewertungsdimensionen auf die vorgenommenen Einschatzungen. Auch werden haufig Versuche unternommen, aus dieser Perspektive die Validi­tatsfrage von Prestigemessungen aufzuklaren (z. B. Gusfield/Schwartz, 1963; vgl. im Text Kap. 5). Aus unseren eigenen Untersuchungen gewinnen wir den Eindruck, daft die Wahl der Einschiitzungsgesichtspunkte, die vorgegeben werden, relativ belanglos ist. Die Beurteilung von Berufen nach "Ansehen", nach "sozialer Wichtigkeit" und nach "Lebensstandard" etwa fUhrt in bezug auf die Aggrega­tionsskalen (von Skalierungsfaktoren abgesehen) zu praktisch ununterscheid-

229

baren Resultaten (Wegener, 1983b)lO. Bei der direkten Skalierung von Berufen sind die sUbjektiven Ordnungen, die abgebildet werden, von den Beurteilungskri­terien offenbar relativ unabhangig. Auf dieses Ergebnis ist auch die DeSoto­Schule bei der Untersuchung von sozialen Ordnungsreihen gestoBen (DeSoto, 1961; DeSoto u. a., 1965)11 ebenso wie Goldthorpe/Hope (1972, 1974), wenn sie von einer allgemeinen und diffusen "Gute" sprechen, die sich in Berufsbewertun­gen ausdruckt. AuBerdem ist darauf hinzuweisen, daB die Beurteilungskriterien bei den individuellen Einschatzungen selbstverstandlich nicht identisch mit den Gesichtspunkten sein mussen, die bei der Validitatsbestimmung einer Prestige­skala relevant sind.

6. SkalierungsqualiHit

Fur die eingeschlitzten 50 Stimulusberufe konnen sowohl Magnitude- als auch kategorische Prestigeskalen durch arithmetische Mittlung errechnet werden. Wir wollen diese beiden "Basisskalierungen" im Magnitudefall als MAG-50 und im kategorischen Fall als KAT-50 bezeichnen. Die Skalenwerte von MAG-50 und KAT-50 und ihre Standardabweichungen sind in Tabelle Al wiedergegeben. Es ist darauf zu achten, daB die Varianzen der beiden "uberlappenden" Berufe - Elektroinstallateur und Kfz-Mechaniker - bei beiden Skalierungsformen nicht aufflillig groB sind. Das heiBt, es besteht eine Berechtigung, die drei Teilskalen aus den drei Erhebungen zu einer einzigen Skala zu kombinieren. Dabei ist fUr die Magnitude-Skala die Tatsache zu beriicksichtigen, daB lineare Weber-Funk­tionen vorliegen mussen, das heiBt (fUr die interpersonelle Betrachtung), daB die Standardabweichungen mit den Skalenwerten anwachsen muss en (vgl. Montgomery, 1982; Wegener, 1982c). Die interindividuelle Vergleichbarkeit der Magnitude-Skalenwerte wurde durch Normierung der Werte auf den Stimulus "Elektroinstallateur" (50.0) hergestellt. Dieser Stimulus diente bei allen Erhe­bungen als Vergleichsreiz. Fur diesen Beruf ergibt sich entsprechend ein varia­tionsloser Skalenwert.

Die individuellen Magnitude-Skalenwerte, die fUr die Aggregierung die Basis bilden, gehen aus der geometrischen Mittlung der Zahlen- und Linien-Reaktio­nen hervor. Diese Einzelreaktionen lassen sich auf ihre Qualitat hin uberprufen. Die wesentlichen Kriterien dafUr sind, wie ausgefUhrt, 1. die individuellen Korrelationen zwischen den beiden (logarithmierten) Ant­

wortmodalitaten beziehungsweise 2. die zwischen den beiden individuellen MeBreihen bestehende Funktionsform

als Potenz!unktion und 3. die GroBe des Exponenten der erwarteten Potenzfunktion.

to Wenig bekannt ist zum Beispiel auch, daB in der urspriinglichen North/Hatt-Untersuchung des NORC (1947) gar nicht explizit nach "Prestige" gefragt wurde, sondern - wie aus dem Erhebungs­kontext und der Auftragstellung hervorgeht - nach der Priiferenz bei Berufswahlen: Die Studie stand im Zusammenhang mit einem Wiedereingliederungsprogramm fiir nach dem Weltkrieg entlassene US-Soldaten (personliche Mitteilung von Peter R. Rossi). Dennoch gilt die NORC­Skala als prototypische Prestigeskala, die noch heute zum MaBstab fiir die Validierung neuer Skalen genom men wird (z.B. Stevens/Featherman, 1981).

11 Vgl. Kapitel \0 im Haupttext.

230

Tabelle A2

Skalierungsqualitat der Magnitude-Prestigemessungen in den ZUMA-Bussen 1979 und 1980 A und B. Beta: Intermodalitatenexponent; R: Intermodalitatenkorrelationskoeffizient; Range-MAG: Breite der Magnitude-Skalen; Range-KAT: Breite der kategorischen Skalen.

Serle Beta* R Range-MAG Range-KAT

Bus 79 Mittel 1.123 .787 7.78 5.71 S.D. .589 .221 12.89 1.71

N 1790 1796 1795 1903

BUS 80-A Mittel 1.164 .804 12.45 6.31 S.D. .510 .208 24.13 1.63

N 916 918 918 970

BUS 80-B Mittel 1.151 .792 9.88 6.14 S.D. .550 .245 14.42 1.60

N 915 923 923 947

Gesamt Mittel 1.141 .792 9.49 5.99 S.D. .561 .224 16.89 1.68

N 3621 3637 3636 3820

* Aile Beta-Werte sind nicht signifikant von 1.0 verschieden (p = .05).

Die diesbeziiglichen Ergebnisse sind in Tabelle A2 im Uberblick aufgefUhrt. Die IntermodaliHitenkorrelation betdigt fUr aIle Befragten aus den drei Erhe­bungen gemittelt .805, wobei dieser Mittelwert fUr den Bus 1979 den Wert .810, ffir den Bus 1980 Split-A den Wert .804 und fUr den Split-B dieser Untersuchung den Wert. 792 betragt. Der Exponent einer individuell angepaBten Potenzbezie­hung zwischen beiden Reaktionsmodalitaten laBt sich als Steigung einer Re­gressionsgeraden (bei Berficksichtigung von MeBfehlern in beiden Variablen; Madansky, 1959) berechnen, wenn die Variablen in doppeltlogarithmischer Form betrachtet werden (Wegener/Kirschner, 1981). Uber alle Befragten gemit­telt ergibt sich eine Steigung beziehungsweise ein Exponent von 1.141. Dieser Mittelwert ist fUr alle drei Teilerhebungen praktisch identisch. Der Wert weicht nicht signifikant von 1.0 ab, jener GrOBe, die in der Psychophysik empirisch erwartet wird, wenn Linien- und Zahlenreaktionen als Modalitaten benutzt werden (Stevens/Guirao, 1963; Stevens, 1975). Bei Betrachtung der individuellen Intermodalitaten-Exponenten finden sich etwa 10 Prozent "signifikante" - das heiBt von 1.0 abweichende - Exponenten bei den Magnitude-Skalierungen (bei p = .05). Der Wert entspricht der bei Einstellungsmessungen in Umfragen iiblichen GroBe. Die "signifikanten" Skalierungen sind nicht vollig unbrauchbar, sie erffillen aber nicht die Qualitatsbedingungen fUr das angestrebte Skalen­niveau (vgl. Wegener, 1980b).

Die Ergebisse besagen, daB das Magnitude-Verfahren zu formal zulassigen Skalierungen gefUhrt hat. Die Kennwerte stimmen in ihrer GroBenordnung mit den in Umfragen erzielbaren Ergebnissen iiberein. Ein zusatzliches Indiz fUr diese Behauptung ist aus den Interskalenrelationen zu gewinnen: Gelungene Magnitude-Skalen bilden mit kategorischen Skalen derselben Items eine additive Potenzfunktion der Form:

KAT+k=aMAGb (A3)

231

mit a, b und k als Konstanten 12 und KAT beziehungsweise MAG als kategorische beziehungsweise Magnitude-Skalenwerte fur eine Serie von Stimuli (Wegener/ Kirschner, 1981). Fur die Prestigemessungen mit Magnitude- und kategorischer Methode ergibt sich im aggregierten Fall - das heillt bei der Anpassung der Funktion A3 zwischen den aggregierten Skalen von Tabelle Al - eine quadrierte Korrelation von .993. (Die Anpassung einer logarithmischen Funktion fUhrt lediglich zu einer Determination von .977.) Bei den individuellen Anpassungen der Interskalen-Beziehungen findet sich ein mittlerer Determinationskoeffizient von etwa .80 (Tab. A3). Bei knapp 25 Prozent der Befragten ist die Anpassungs­gute als Potenzfunktion (R2_POT) nicht von der als logarithmische Interskalen­relationen (R2_LOG) zu unterscheiden. Das fUhrt zu einer entsprechenden Ver­schlechterung der mittleren Anpassung, wenn die Interskalenfunktion nach Gleichung A3 fUr alle Befragten bestimmt wird. Fur das Ergebnis gilt auch hier, daB die Werte den in Umfragen bei Einstellungsmessungen ublichen und reali­sierbaren Gegebenheiten entsprechen.

Tabelle A3

Kennwerte fiir die Interskalenrelationen zwischen Magnitude- und kategorischen Prestigeeinschat­zungen. R 2_ POT: Quadrierter Korrelationskoeffizient der Anpassung einer Potenz-Interskalenfunk­tion; R2-LOG: Quadrierter Korrelationskoeffizient der Anpassung einer logarithmischen Interska­lenfunktion; b: Exponent in Gleichung A3; N: Anzahl angepaBter Falle. 1m oberen Teil der Tabelle ist die Anpassung fiir die aggregierte Magnitude- und Kategorialskala dargestellt; im unteren Teil sind die mittleren Kennwerte von Individualanalysen aufgefiihrt.

Aggregiert

Alle Personen* Nur Potenzfunktionen

.993

.796

.726

* Falle mit R2..pOT = R2..LOG sind eliminiert.

Reliabilitat und Stabilitat

.977

.619

.624

b

.517

.783

.596

N

2125 3022

Uber die Reliabilitat und die zeitliche Stabilitat von Prestigeeinschatzungen hat Wegener (1984a, 1985b) zum ersten Mal Ergebnisse vorgelegt. Die Zuverlassig­keit von Prestigeurteilen war in der Prestigeforschung bislang kein Thema. Bei einer dreiwelligen Wiederholungsbefragung (N = 121), bei der unter anderem das Berufsprestige einer Reihe von Berufsbezeichnungen einzuschatzen war13 , ergab sich fUr die Einschatzungen mit Magnitude-Technik eine mittlere Reliabilitat von .78. Bei kategorischer Skalierung (9-Punkteskala) derselben Population fand

12 Die Symbole sollen keine Ubertragung aus den Gleichungen Al und A2 andeuten. 13 Es wurde die Liste der Berufe aus dem ZUMA-Bus 1979 benutzt.

232

sich ein Koeffizient von .5714. Ais mittlere zeitliche StabilWiten der Messungen15 lieBen sich .55 bei Magnitude-Messungen und .76 bei Kategorialskalierungen errechnen. Es laBt sich auf der Basis dieser Daten demonstrieren (Wegener, 1985b), daB die geringeren Reliabilitaten der kategorischen Messungen zu einer artifiziellen Erhohung der Stabilitat fUhren (vgl. auch Jagodzinski, 1984). Das heiBt, die Magnitude-Prestigemessungen sind nicht nur bemerkenswert zuverlas­sig, sie verhindern als Folge davon auch die bei Kategorialskalen Ubliche Uber­schiitzung der zeitlichen Stabilitiit.

7. Struktur- uod Statusskalieruog

Die Bestimmung der Kriteriumsvaliditat der Magnitude-Skala MAG-50 fliUt, wie ausgefUhrt, mit der Losung des Ubertragungsproblems zusammen: Wenn es sich erweist, daB die Skala MAG-50 hoher mit einer Strukturskalierung korre­liert als mit aggregierten StatusmaBen, die individuelle Ausstattungen zugrunde­legen, dann bietet diese Strukturskalierung nicht nur ein Validitatskontinuum fUr die MAG-50-Skala, sondern daruber hinaus auch die Moglichkeit fUr die Losung des Ubertragungsproblems. Die Strukturskala kann dann die Rolle eines nZielkontinuums" einnehmen, in bezug auf das die Ubertragung der 50 einge­schatzten Berufe auf die Gesamtskala vorgenommen werden kann. Tabelle A4 gibt die in dieser Hinsicht wichtigen Korrelationen wieder.

Wir achten auf die Korrelationskoeffizienten zwischen der Magnitude-Skala der 50 Berufe (MAG-50) mit vier alternativen Ordnungsskalen auf der Basis beruflicher Tatigkeiten: mit TREL der Prestigeskala von Treiman (1977); mit STAT, einer neu konstruierten sozio-okonomischen Statusskala; mit SAS, einer Strukturskala, die auf der Rangordnung nach STAT aufbaut; und mit SAS(TREI), einer zweiten Strukturskala, die die Rangordnung der Tatigkeits­klassen nach TREI zugrundelegt.

Die Datenbasis fUr die Korrelationen aus Tabelle A4 beziehungsweise fUr die neukonstruierten Skalen ist der Kumulierte Standarddemographie-Daten­satz (KSD-Datensatz), der zum Zeitpunkt der Analyse aus neun reprasenta­tiven Einzelstudien zusammengesetzt war (N = 18990). Es werden - wie in die­sem Forschungsfeld Ublich - nur die mannlichen Erwerbstatigen betrachtet (N = 5716)16.

Wir sehen, daB MAG-50 mit .901 mit der Skala SAS korreliert und daB dieser Wert hOher ist als die Korrelationskoeffizienten in bezug auf die drei Alterna­tivskalen fUr berufliche Tatigkeiten. SAS nimmt daher berechtigt die Rolle des "Zielkontinuums" bei der Konstruktion der Gesamtskala ein. Bevor von diesem Umstand Anwendung fUr die Skalenkonstruktion gemacht wird, beschreibe ich,

14 Beide Male als Schiitzungen in kongenerischen Testmodellen (Joreskog, 1971) mit LlSREL VI berechnet.

IS Das sind die "wahren" Korrelationen zwischen den MeBzeitpunkten (vgl. die Darstellung bei Wegener, 1983c). 1m vorliegenden Fall betrugen die Zwischenerhebungsintervalle vier Wochen.

16 Die Einbeziehung von Frauen hiitte mit der Schwierigkeit zu kiimpfen, daB die Berufe, die Frauen ausiiben, nicht notwendig kennzeichnend fiir den sozialen Status dieser Frauen sein miissen. Vgl. die Studien zum "Frauenprestige", die im Kapitelabschnitt 5.2 aufgefiihrt sind.

233

Tabelle A4

Skaleninterkorrelationsmatrix fUr 50 berufliche Tatigkeiten. MAG-50: Skala der 50 direkt einge­schiitzten Berufe; TREI: Prestigeskala Treimans (1977); STAT: faktorenanalytisch konstruierte sozio-okonomische Statusskala (s. Text); SAS: Statuserwerbsskala nach SlIIrensen (1977, 1979) auf der Basis von STAT; SAS(TREI): SAS auf der Basis von TREI; MPS: Magnitude-Prestigeskala.

Skalen N MAG-50 2 3 4 5 6

I MAG-50 2096 2 TREI 5001 .844 3 STAT 4806 .875 .809 4 SAS 4806 .901 .774 .968 5 SAS(TREI) 4806 .863 .897 .838 .812 6 MPS 4806 .965 .858 .934 .935 .897

wie SAS und die anderen Skalen gebildet wurden. Ich beginne mit der Skala STAT, einer sozio-okonomischen Statusskala, weil sie bei der Konstruktion von SAS eine Rolle spielt.

(1) Statusskalierung: Die Skala STAT wurde faktorenanalytisch aus den Variablen "Netto-Einkommen", "Schulbildung" (in Jahren) und der "subjekti­ven Schichtidentifikation" (als 4stufige Kategorialskala) gebildet. Eine Haupt­komponenten-Analyse fUhrt zu einem Ergebnis, bei dem der erste Faktor 74 Prozent der Gesamtvarianz aufkHirt mit einem Eigenwert von 1. 703 (.753 fUr den zweiten Faktor). Die resultierende Skala des sozio-okonomischen Status (STAT) wurde aus den Mittelwerten der Faktorscores pro Kategorie beruflicher Tatig­keiten berechnet17•

(2) Strukturskalierung: Die Statuserwerbsskala SAS (Status Attainment Scale) stellt den Versuch dar, vertikale Schlie.Bungspraktiken in bezug auf die betrachteten Positionsniveaus - hier berufliche Tatigkeiten - abzubilden. Dabei wird der Statuserwerb theoretisch abhangig gemacht von dem Proze.B der Va­kanzbildung auf den unterschiedlichen Niveaus. In Ubereinstimmung mit dem Leerstellenmodell mit vorgebener Positionsverteilung nach Serensen (1979), das in Abschnitt 7.11 dargestellt wurde, wollen wir unterstellen, da.B die Positions­niveaus sich lediglich in ihrer Rangordnung bestimmen lassen (bzw. faktisch so bestimmt sind). Es besteht dann die Berechtigung, diese Rangordnung monoton zu transformieren, und zwar nach den Modellannahmen so, da.B eine exponen­tielle Verteilung der Positionshliufigkeiten optimiert wird. Fur die Verteilungs­niveaus Y und die Verteilungsfunktion F(Y) ergibt sich dann eine Metrik nach:

Y = -log [1 - F(Y)]. (A6)

Das hei.Bt, die negativen Logarithmen der jeweiligen "von oben" kumulierten Haufigkeiten, mit denen Positionen auf den einzelnen Statusniveaus zur VerfU­gung stehen, bilden die neue, metrische Skala, SAS. Die Skala ist naturlich

17 In 16 Prozent der FaIle liegen keine Werte vor. Daliiber hinaus wurden in der Faktorenanalyse bei fehlenden Angaben der Statusvariablen die mittleren Faktorwerte eingesetzt. Die Faktorladun­gen betragen: Schule .598, HSchicht" .597, Einkommen .444.

234

Tabelle AS

Interkorrelationen zwischen Skalen beruflicher Tiitigkeiten und Skalen beruflicher Stellungen (auf der Basis des KSD-Datensatzes).

Skalen N MAG-50 TREI STAT SAS SAS(TREI) MPS

MAYER 4725 .700 .625 .742 .704 .625 .704 HANDL 4725 .651 .568 .697 .667 .582 .667 MPSAGG 5716 .712 .602 .721 .698 .621 .700 TREIAGG 4725 .739 .664 .742 .705 .654 .714 STATAGG 5716 .694 .592 .726 .696 .608 .691 SASAGG 4725 .730 .631 .769 .735 .645 .728 SAS(MAYER) 4725 .703 .602 .726 .703 .623 .690 SAS(HANDL) 4725 .641 .558 .678 .662 .583 .655 SAS(TREIAGG) 4725 .742 .637 .718 .693 .651 .696

abhlingig von der ordinalen Reihenfolge der Positionsniveaus, die zugrunde­gelegt wird und die extern vorgegeben werden muB. Unter der Annahme der exponentiellen Verteilungsform der Positionen fiber diese Niveaus - und der Konstanz der Vakanzraten auf ihnen - fUhrt sie zu einer Verhaltnisskala.

Wir sind vor allem an der Rangordnung von Statusmerkmalen interessiert. Wenn die Skala eine vertikale SchlieBungsordnung abbildet, dann kann im Sinne Parkins und Roemers erwartet werden, daB sich die generalisierten Ausbeu­tungsverhaltnisse in auBeren Statusunterschieden niederschlagen. SAS wurde deswegen auf der Basis der Rangordnung beruflicher Tatigkeiten nach STAT konstruiert. Zum Zweck der differentiellen Kriteriumsvalidierung von MAG-SO betrachten wir allerdings auch alternativ basierte Strukturskalen: Skalen, die die Ordnung nach der Treiman-Prestigeskala zugrundelegen (TREI) und auch sol­che, die auf berufliche Stellungen (und nicht Tatigkeiten) bezogen sind.

Aus Tabelle A4 geht hervor, welche Skalen auf der Grundlage einer Struktur­skalierung neben SAS konstruiert wurden. Ffir berufliche Tatigkeiten ist dies aus Vergleichsgrunden vor allem die Skala SAS(TREI), fUr die die Rangordnungen der beruflichen Tatigkeitskategorien nach der Treiman-Prestigeskala (TREI) zugrundegelegt wurde.

(3) Stellungsskalierung: Bezogen auf die Kategorien beruflicher Stellungen18

wurden die folgenden Skalen gebildet (Tab. AS): 1. Skalen beruflicher Stellungen, die als Aggregation der entsprechenden Ska­

lenwerte fUr berufliche Tatigkeiten, die auf den einzelnen Stellungsniveaus anzutreffen sind, berechnet wurden. Aggregiert wurde fiber MPS, TREI, STAT und SAS (MPSAGG, TREIAGG, STATAGG, SASAGG).

2. Strukturskalen ffir berufliche Stellungen, die alternativ auf den Rangord­nungen der Skalen von MAYER, HANDL und TREIAGG aufbauen (SAS­(MAYER), SAS(HANDL), SAS(TREIAGG)).

18 Ais Klassifikation wurde das erweiterte Schema der beruflichen Stellungen nach Handl (1977) oder Mayer (1979) benutzt.

23S

Wie Tabelle AS zu entnehmen ist, sind die Korrelationen dieser Skalen mit den Tatigkeitsskalen, insbesondere mit MAG-50, erheblich niedriger als die Korrela­tionen der Tatigkeitsskalen untereinander. Die Korrelation von MAG-50 mit SAS ist die hochste Korrelation.

8. Skalenkonstruktion

Die Korrelation von .901 zwischen MAG-50 und SAS ist als hOchste Korrelation eine Bestatigung der These, daB die Magnitude-Skala eine vertikale SchlieBungs­ordnung abbildet; das heiBt, daB sie eine solche Ordnung jedenfalls besser abbildet als Ordnungen, die sich aus der Treiman-Skala, aus der Strukturskalie­rung auf der Basis von TREI oder aus einer sozio-okonomischen Statusskala ergeben. AuBerdem steht fest, daB Ordnungen, die die Stellungsklassifikation zur Grundlage nehmen, keinesfalls als Zielkontinua fUr die Prestigeskala infrage kommen. Vielmehr sind wir berechtigt, die Skala SAS als ein solches Zielkonti­nuum zu behandeln.

Die Erweiterung von MAG-50 in diesem Sinne bedient sich nieht eines linea­ren regressionsanalytischen Verfahrens (wie z.B. Duncan, 1961), mit dem nieht­vorhandene Werte fUr die Kategorien beruflicher Tatigkeiten "vorhergesagt" werden, sondern eines mehrstufigen Vorgehens, das insbesondere die elementa­ren psychophysischen GesetzmaBigkeiten beachtet. Nach diesen GesetzmaBig­keiten stehen Magnitude-Skalen 1. in einer potenzformigen Beziehung mit ihrem Stimuluskontinuum und 2. in der Beziehung einer additiven Potenzfunktion (Gleichung A3) mit stimulusgleiehen Kategorialskalen. Diese GesetzmaBigkei­ten sind anzuwenden, wenn die Skala MAG-50 mit anderen Skalen und Metriken in Funktionsbeziehungen gebracht werden.

AuBerdem ist auf eine praktische Schwiiche von SAS zu achten. Die Rangord­nung auf der Basis von Statusindikatoren, die der Konstruktion von SAS zu­grundeliegt, ist in bezug auf alle jene Positionen unsieher, die in dem analysierten Datensatz entweder gar nicht oder nur mit geringen Fallzahlen besetzt sind. Dieser Umstand kann unbeachtet bleiben - und bleibt faktisch unberucksichtigt (z. B. S0rensen, 1979) -, wenn die Skala zur Uberpriifung substantieller Modelle in bezug auf jenen Datensatz herangezogen wird, mittels dessen die Skala auch konstruiert wurde. Die gering oder gar nicht besetzten Kategorien spielen fUr die Modellanpassung dann keine Rolle. In unserem Fall geht es aber darum, fur alle 283 Tatigkeitskategorien einen verlaBlichen Skalenwert zu bestimmen, unab­hangig davon, ob eine bestimmte berufliche Tatigkeit haufig oder selten vor­kommt. Unser "Zielkontinuum" ist mit anderen Worten ein luckenhaftes Konti­nuum, wodurch das Ubertragungsproblem zusatzlich kompliziert wird. Es ergibt sich daraus, daB fur die Skalenkonstruktion alle verfugbaren Informationen herangezogen werden mussen, urn diese Lucken zu fUllen.

Dies geschieht in drei Schritten, mit denen die Skala MAG-50 auf das Gesamt­spektrum beruflicher Tatigkeiten erweitert wird: 1. Zunachst werden nur die kategorischen Skalenwerte fUr die 50 eingeschatzten

Berufe (KAT-50) und die entsprechenden Werte der Treiman-Skala betrach­tet. Es zeigt sich, daB zwischen diesen beiden MeBreihen eine Korrelation von 937 (R2 = .878) besteht und daB die lineare Regression der Treiman-Werte auf

236

die kategorischen Werte unserer Untersuchung auf die Beziehung KAT-50 = .074 TREI + 1.738 fUhrt. Die Linearitat ist nicht verwunderlich, da die Treiman-Scores praktisch kategorische Skalenwerte sind19 und sich von den Werten der KAT-50 im wesentlichen nur durch Skalierungsfaktoren unter­scheiden20. Die Beziehung kann daher dazu benutzt werden, die Treiman­Skala der 283 beruflichen Tatigkeiten zu "aktualisieren", beziehungsweise dazu, die kategorische Skala der 50 Berufe auf die GesamtgroBe der 283 Kategorien mit Hilfe von TREI zu erweitern. Ich bezeichne diese neue katego­rische Skala als KTREI.

2. Typischerweise findet man als Interskalenrelation zwischen kategorischen und Magnitude-Skalen die additive Potenzbeziehung von Gleichung A3, so daB wir uns dieser Relation bedienen mussen, wenn wir die aktualisierte Treiman-Skala und die Magnitude-Werte von MAG-50 in Beziehung setzen wollen (Wegener/Kirschner, 1981; Wegener, 1982c). Fur die Skalen KAT-50 und MAG-50 lautet die entsprechende Interskalenrelation zunachst

KAT-50 + 17.339 = 12.650 MAG-50·134. (A7)

Die Anpassung der logarithmierten Vektoren gelingt mit R2 = .98221. Auf dieser Basis wird die erste Gesamtskala fUr die 283 Berufspositionen gebildet, MPS I, die die Skala KTREI zur Ubertragung benutzt und die Form einer empirisch und the ore tisch bewahrten Interskalenfunktion zugrunde1egt (Wegener, 1983b; Orth/Wegener, 1983). MPSI errechnet sich aus:

MPSI = (KTREI + 17.339)11.134 (A8) 12.65011.134

mit KTREI = .074 TREI + 1.738. MPSI ist eine vorlaufige Ubertragungs­skala, die lediglich die Informationen, die in den simultan erhobenen katego­rischen Messungen enthalten sind, einarbeitet, und zwar vor dem Hinter­grund der Rating/Magnitude-Interskalenbeziehung.

3. Erst jetzt erfolgt die Ubertragung dieser Werte auf die Werte von SAS. Allerdings wird die Skala SAS aus den erwahnten praktischen Grunden zuvor in folgender Weise modifiziert: Die SAS-Werte jener Berufe, deren Beset­zungshaufigkeiten im KSD-Datensatz gleich oder kleiner 10 sind, werden in linearer Anpassung durch die entsprechenden MPSI-Werte ersetzt, und zwar nach SAS = .575 MPSI + 29.015 (R2 = .758). Die resultierende Skala sei MPS2. Da wir sicher gehen wollen, daB die Schritte dieser Ubertragung nicht zu einer Verschiebung unserer ursprunglichen 50 Magnitude-Werte fuhren, setzen wir anschlieBend die Werte von MAG-50 nach der linearen Anpassung

19 Treimans (1977) Konstruktionsprinzipien sind allerdings alles andere als umfassend dokumen­tiert. Es ist jedoch anzunehmen, daB bei den Skalenmanipulationen, mit denen die unterschied­lichen Studien auf einen Nenner gebracht wurden, in so hohem MaBe Aggregierungseinfliisse eine Rolle spielen, daB das Resultat eine Skala ist, die die iiblichen Eigenschaften konfundierter Kategorialskalen aufweist.

20 Aus der Dokumentation Treimans (1977) geht nicht in jedem Fall der Skalierungsmodus der Einzelerhebungen hervor. Es steht aber fest, daB ein betrachtlicher Teil der Untersuchungen, die Treiman auswertet, lediglich Rangordnungsverfahren verwendet.

21 Fiir die untransformierten Vektoren, das heiBt bei Ii nearer Anpassung, finden wir lediglich ein R2 von .843.

237

MPS2 = .583 MAG-50 + 30.241 (R2 = .872) in MPS2 ein. Dieses Resultat wird im Sinne der allgemeinen psychophysischen Potenzbeziehung derart trans­formiert, daB die niedrigste Berufskategorie (ISCO = 999) den Wert 20 erhalt; die berufliche Tatigkeit mit dem hOehsten Prestigewert (ISCO = 061) nimmt den Wert 186.8 an. Die Normierung wurde gewahlt, urn MPS numeriseh mit den Werten der Treiman-Skala ansehaulich vergleichen zu k6nnen und urn der "Verflaehung" der Skala im Laufe der Konstruktionssehritte und -transforma­tionen entgegenzuwirken22 • Die Skala - MPS - hat den Mittelwert 63.8 und eine Standardabweiehung von 30.8.

Das Ubertragungsproblem wird also bei der Skalenkonstruktion von MPS in folgender Sequenz gel6st: Zuerst wird MAG-50 mit Hilfe der mit KAT-50 "aktualisierten" Treiman-Skala extrapoliert und erst ansehlieBend mit der Struk­turskala MPS. Der Grund fUr diesen Umweg liegt in dem praktisehen Naehteil der SAS-Konstruktion, die bei unterbesetzten Kategorien zu unzuverlassigen Werten fUhrt. Wahrend dieses praktische Problem bei substantiellen Analysen, in die SAS eingeht, keine Rolle spielt, weil die entspreehenden Berufe eben nur sehr selten oder gar nieht in solchen Analysen vorkommen, verdienen diese Berufe bei der Konstruktion einer vollstiindigen Skala durchaus Aufmerksam­keit. Diese praktisehe Unumganglichkeit macht deutlich, daB sich die Operatio­nalisierung nieht anders als in einem ProzeB der Annaherung vollziehen kann. Wir verfUgen tiber keine prinzipielle L6sung des Ubertragungsproblems, die im konkreten ForsehungsprozeB ohne Einsehrankungen realisierbar ware. Viel­mehr sind wir gezwungen, alle verftigbaren Informationen auszunutzen und das Ergebnis unabhangigen Validierungsversuchen auszusetzen. Einen Hinweis dar­auf, daB die Konstruktion von MPS zu einer zufriedenstellenden Ubertragung gefUhrt hat, liefert bereits Tabelle A4: Die Skala MPS korreliert zu .965 mit MAG-50 und zu .935 mit SAS. Es ist allerdings darauf hinzuweisen, daB die MPS-Skala zusatzliehe Informationen verarbeitet und deswegen mit SAS nieht vollstandig deekungsgleieh ist.

Die Skalenwerte von MPS sind Tabelle A6 zu entnehmen.

22 Das Charakteristikum der Magnitude-Skala ist ihre Nichtlinearitat in Beziehung auf andere Ordnungsskalierungen. Diese Nichtlinearitat gilt auch flir SAS, was zu der hohen Interkorrela­tion zwischen MAG-50 und SAS flihrt. Der Erklarungsvorteil beider Skalen ist in dieser typischen "Verzerrung" zu sehen. Ein weiteres Beispiel wird von Erickson/Nosanchuk (1984) diskutiert.

238

Tabelle A6: Magnitude-Prestigeskala (MPS)

ISCO Bernfliche Tiitigkeit* MPS

011 Chemiker 97.9 012 Physiker 163.3 013 Physikalisch-wissenschafliche Bernfe, s. n. a. k. 140.7 014 Physikalisch-techniche Sonderfachkriifte 88.1 021 Architekten, Stiidteplaner 134.1 022 Bauingenieure 100.9 023 E1ektroingenieure, Elektronikingenieure 109.9 024 Maschinenbauingenieure 100.7 025 Chemieingenieure 1ll.4 026 Hlitteningenieure 105.4 027 Bergingenieure 114.7 028 Betriebsingenieure 88.6 029 Architekten und Ingenieure, s. n. a. k. 97.6 031 Vermessungsingenieure 99.5 032 Technische Zeichner 61.3 033 Bautechniker 85.8 034 Elektrotechniker, Elektroniktechniker 55.6 035 Maschinenbautechniker 73.7 036 Chemie-Betriebstechniker 69.6 037 Hlittentechniker 69.6 038 Steiger (Bergbau-Betriebstechniker) 88.6 039 Techniker, s.n.a.k. 69.9 041 Flugzeugflihrer, Navigatoren, Flugingenieure 122.2 042 Schiffs-Decksoffiziere, Lotsen 78.6 043 Schiffsingenieure 84.3 051 Biologen, Zoologen und verwandte Wissenschaftler 135.4 052 Bakteriologen, Pharmakologen und verwandte Wissenschaftler 131.7 053 Landwirtschaftswissenschaftler 93.9 054 Naturwissenschaftlich-technische Assistenten 90.1 061 Arzte 186.8 062 Medizinische Assistenten (Gesundheitliche Assistenten,

Hilfsiirzte, Heilpraktiker) 78.6 063 Zahnarzte 139.1 064 Dentisten 65.3 065 Tierarzte 110.6 066 Veterinarmedizinische Assistenten (tiergesundheitliche Assistenten,

Hilfsveterinare) 74.0 067 Apotheker 111.4 068 Apothekerassiste!:lten 65.3 069 Diatassistenten, Okotrophologen 81.0 071 Geprlifte Krankenschwestern, geprlifte Krankenpfleger 69.3 072 Pflegepersonal, s. n. a. k. 56.6 073 Hebammen 69.6 074 Gebarhelferinnen, s. n. a. k. 61.3 075 Augenoptiker 105.4 076 Heilgymnasten 78.6 077 Rontgenassistenten 78.7 079 Medizinische, zahnmedizinische, veterinarmedizinische und verwandte

Bernfe, s. n. a. k. 78.6 081 Statistiker 91.2 082 Mathematiker 135.4 083 Systemanalytiker 98.9 084 Statistisch- und mathematisch-technische Sonderfachkrafte 85.0

239

Fortsetzung von Tabelle A6

ISCQ Berufliche Tiitigkeit* MPS

090 Wirtschaftswissenschaftler 117.4 110 Wirtschaftsrechnungssachverstiindige, Buchpriifer 106.6 121 Rechtsvertreter 150.8 122 Richter 173.1 129 Juristen, s. n. a. k. 154.6 131 Universitiits- und Hochschullehrer 167.0 132 Gymnasial- und Fachlehrer 114.6 133 Grundschullehrer 93.4 134 Lehrkriifte fiir vorschulische Erziehung 69.8 135 Sonderschullehrer 96.6 139 Lehrkriifte, s.n.a.k. 129.1 141 Geistliche, Religiose 88.6 149 Seelsorger, Seelsorgehelfer, s.n.a.k. 58.6 151 Schriftsteller, Kritiker 111.6 159 Schriftsteller, Journalisten, s. n. a. k. 104.4 161 Bildhauer, Kunstmaler und verwandte Kunstler 77.7 162 Gewerbliche Kunstler, Musterzeichner 69.1 163 Lichtbildner, Kameramiinner 70.7 171 Komponisten, Musiker, Sanger 85.4 172 Choreographen, Tanzer 63.0 173 Schauspieler, Regisseure 96.7 174 Produktionsleiter (Theater, Film, Rundfunk, Fernsehen) 126.6 175 Artisten 45.4 179 Musiker, Darsteller, Tiinzer oder iihnliche Kunstler, s.n.a.k. 61.3 180 Berufssportler und verwandte Berufe 78.8 191 Bibliothekare, Archivare, Kuratoren 78.7 192 Soziologen, Anthropologen und verwandte Wissenschaftler 125.8 193 Sozialarbeiter, Sozialfiirsorger 91.2 194 Personalfachleute, Berufsberater und -analytiker 93.9 195 Sprachwissenschaftler, Ubersetzer, Dolmetscher 111.6 199 Andere Wissenschaftler, technische und verwandte Fachkrafte, s.n.a.k. 85.9 201 Angehorige gesetzgebender Korperschaften 111.6 202 Verwaltungsbedienstete in leitender Stellung 126.0 211 Hauptgeschaftsfiihrer und Unternehmer 103.0 212 Produktionsleiter (auBerhalb der Landwirtschaft) 109.0 219 Fuhrungskrafte in der Privatwirtschaft, s. n. a. k. 146.3 300 Burovorsteher 93.5 310 Ausfiihrende Verwa1tungsbedienstete 73.9 321 Stenographen, Maschinenschreiber, Fernschreiber 57.8 322 Lochkartenlocher, Lochstreifenlocher 55.9 331 Buchhalter, Kassierer 61.4 339 Buchhalter, Kassierer und verwandte Berufe, s.n.a.k. 65.5 341 Maschinenbuchhalter, Maschinenrechner 69.8 342 Bediener von Datenverarbeitungsanlagen 61.3 351 Bahnhofsvorsteher 88.5 352 Postamtsvorsteher 94.7 359 Aufsichtskrafte im Transport-, Funk- und Fernsprechwesen, s. n. a. k. 52.0 360 Schaffner 46.8 370 Postverteiler 48.4 380 Telephonisten, Telegraphisten 50.8 391 Lagerverwalter 43.0 392 Materialplaner, Fertigungsplaner 61.6 393 Sekretiire, Korrespondenten und verwandte Berufe 65.0 394 Empfangsburokriifte, Reiseburoangestellte 60.7 395 Buchereiwarte, Registratoren 50.3

240

Fortsetzung von Tabelle A6

ISCO Berufliche Tiitigkeit* MPS

399 Biirokriifte und verwandte Berufe, s. n. a. k. 48.4 400 Geschiiftsfiihrer (GroBhandel, Einzelhandel) 97.5 410 Tiitige Inhaber (GroBhandel, Einzelhandel) 71.2 421 Verkaufs-Aufsichtskriifte 83.4 422 Einkiiufer 85.9 431 Technische Verkiiufer und Kundenberater 79.2 432 Handelsvertreter 86.8 441 Versicherungsvertreter, Versicherungs-, Immobilien- und Borsenmakler 93.7 442 Vermittler geschiiftlicher Dienstleistungen 75.4 443 Versteigerer, Taxatoren 67.4 451 Verkiiufer, Verkaufshilfskriifte, Vorflihrkriifte 42.1 452 StraBenhiindler, Kundenwerber, Zeitungsverkiiufer 32.7 490 Verkaufskriifte, s. n. a. k. 22.4 500 Geschiiftsfiihrer in Gaststiitten und Beherbergungsunternehmen 72.4 510 Hoteliers, Gastwirte und andere tiitige Inhaber von Gaststiitten

und iihnlichem 57.7 520 Hauswirtschaftliche und verwandte Aufsichtskrafte 59.6 531 Koche 43.1 532 Kellner, Barmixer und verwandte Berufe 38.1 540 Hausgehilfinnen und verwandte hauswirtschaftliche Berufe, s. n. a. k. 31.9 551 Gebaudemeister 38.6 552 Raum-, Gebaudereiniger und verwandte Berufe 22.7 560 Wiischer, Chemischreiniger, Biigler 31.1 570 Friseure, Schonheitspfleger und verwandte Berufe 46.0 581 Feuerwehrleute 57.4 582 Polizisten, Kriminalbeamte, Werkschutzleute 67.0 589 Sicherheitsbedienstete, s. n. a. k. 45.0 591 Reiseleiter, Fremdenfiihrer 39.4 592 Leichenbestatter, Leichenbehandler 47.0 599 Andere Dienstleistungsberufe, s. n. a. k. 54.4 600 Landwirtschaftlicher Verwalter und Gutsaufseher 74.0 611 Landwirte im Allgemeinbetrieb 53.6 612 Landwirte im Spezialbetrieb 54.1 621 Landarbeiter, s.n.a.k. 29.2 622 Feldkulturarbeiter 29.0 623 Obst- und Weinbauarbeiter und andere Baum-

und Strauchfriichtekulturarbeiter 29.0 624 Tierzuchtgehilfen, Tierpfleger 35.2 625 Melker 31.4 626 Gefliigelwarter 29.0 627 Pflanzenziichter, Gartenbaugehilfen 46.0 628 Landmaschinenfiihrer 42.3 629 Land- und tierwirtschaftliche Arbeitskrafte, s. n. a. k. 21.5 631 Holzhauungsbetriebsarbeiter 25.6 632 Waldpfleger 56.4 641 Fischer 43.8 649 Fischer, Jager und verwandte Berufe, s.n.a.k. 31.4 700 Aufsichtskriifte der Produktion und allgemeine Vormiinner 59.6 711 Bergleute, Steinbrecher 38.0 712 Mineral-, Steinaufbereiter 43.8 713 Tiefbohrer und verwandte Berufe 42.3 721 Ofenmiinner des Schmelzens, Umwandelns und Raffinierens von Metall 67.4 722 Walzwerker 50.3 723 Metallschmelzer, Metallwiedererwiirmer 38.1 724 MetallgieBer, FormgieBer 37.0

241

Fortsetzung von Tabelle A6

ISCO Berufliche Tatigkeit* MPS

725 Former, Kernmacher (fiir MetallguB) 50.9 726 Metallharter, Metallverguter 53.8 727 Metallzieher, PreBzieher 53.8 728 Elektrolytisierer, Metallisierer 38.0 729 Hiittenwerker, GieBer, Harter und verwandte Berufe, s.n.a.k. 53.8 731 Holztrockner, Holzkonservierer 39.4 732 Sager, Sperrholzmacher und verwandte Holzverarbeiter 40.9 733 Papierbreihersteller 38.0 734 Papierhersteller 45.1 741 Brecher, Miiller, Mischer 63.3 742 Kocher, Roster und verwandte Warmbehandler 63.3 743 Filterbediener, Separatorenbediener 63.3 744 Destillierer, ReaktionsgefaBbediener 63.3 745 Erdolraffinierer 52.0 749 Chemiewerker und verwandte Berufe, s.n.a.k. 40.9 751 Spinnvorbereiter 39.4 752 Spinner, Spuler 47.0 753 Web- und Strickmaschineneinrichter, Musterkartenherrichter 40.9 754 Weber und verwandte Berufe 37.6 755 Stricker, Wirker 39.4 756 Bleicher, Farber, Textilendfertiger 33.9 759 Spinner, Weber, Stricker, Farber und verwandte Berufe, s.n.a.k. 35.2 761 Gerber, Fellzurichter 30.2 762 Rauchwarenzurichter 30.2 771 Getreidemiiller und verwandte Berufe 45.4 772 Zuckerhersteller, Zuckerraffinierer 67.4 773 Fleischer, Fleischherrichter 50.9 774 Nahrungsmittelkonservierer 48.7 775 Molkereiwarenhersteller 47.0 776 Backer, Konditoren, SiiBwarenherstelier 48.6 777 Tee-, Kaffee-, Kakaoaufbereiter 47.0 778 Brauer, Wein-, Getrankehersteller 47.0 779 Nahrungsmittel-, Getrankehersteller, s. n. a. k. 47.0 781 Tabakaufbereiter 47.0 782 Zigarrenmacher 38.0 783 Zigarettenmacher 47.0 789 Tabakaufbereiter, Tabakwarenhersteller, s.n.a.k. 55.6 791 Schneider, Damenschneiderinnen 43.2 792 Kiirschner und verwandte Berufe 48.7 793 Putzmacherinnen, Hutmacher 43.8 794 Schnittmustermacher, Zuschneider 45.6 795 Naher, Stricker 36.1 796 Polsterer und verwandte Berufe 51.9 799 Schneider, Nahner, Polsterer und verwandte Berufe, s.n.a.k. 47.0 801 Schuhmacher, Schuhinstandsetzer 39.5 802 Schuhlederzuschneider, Schuhaufleister, Schuhnaher und verwandte Berufe 38.0 803 Lederwarenmacher 34.9 811 Mobeltischler 50.5 812 Holzbearbeitungsmaschinenbediener 50.3 819 Mobeltischler und verwandte Holzbearbeiter, s. n. a. k. 40.5 820 Steinbearbeiter, Steinbildhauer 39.1 831 Grob- und Hammerschmiede, Schmiedpressenbediener 48.7 832 Werkzeugmacher, Metallschablonenmacher, MetalianreiBer 38.1 833 Werkzeugmaschineneinrichter und -bediener 41.4 834 Werkzeugmaschinenbediener 41.4

242

Fortsetzung von Tabelle A6

Iseo 835 839 841 842 843 844 849

851 852 853 854 855 856 857 859 861 862 871 872 873 874 880 891 892 893 894 895 899 901 902 910 921 922 923 924 925 926 927 929 931 939 941 942 943 949 951 952 953 954 955 956 957 959 961

Berufliche Tatigkeit*

Metallschleifer und -polierer, Werkzeugschiirfer Grobschmiede, Werkzeugmacher, Werkzeugmaschinenbediener, s.n.a.k. Maschinenschlosser, Maschinenmonteure Uhrmacher, Prazisionsinstrumentenmacher Kraftfahrzeugmechaniker, -handwerker Flugmotorenmechaniker Maschinenschlosser, -monteure (ausgenommen flir elektrische Maschinen), s. n. a. k. Elektromechaniker Elektronikmechaniker Elektro-, Elektronikgeratemonteure Rundfunk- und Femsehreparaturmechaniker Elektriker, Elektroinstallateure Telephon-, Telegrapheninstallateure Elektrofreileitungsmonteure, Elektrokabelverbinder Elektromechaniker und verwandte Elektro- und Elektronikwerker, s.n.a.k. Sendestationsbediener Tonaufnahme- und Tonwiedergabeanlagenbediener, Filmvorfuhrer Rohrinstallateure, Rohrschlosser SchweiBer, Schneidbrenner Blechkaltverformer Baumetallverformer, Metallbaumonteure Schmuckwarenhersteller, Edelmetallbearbeiter Glasverformer, -schneider, -schleifer, -polierer Topfer und verwandte Keram- und Schleifmittelformer Glasschmelz- und Kiihlofenbediener, Kerambrenner Glasgraveure, Glasatzer Glas- und Kerammaler, -verzierer, -dekorateure Glasverformer, Topfer und verwandte Berufe, s. n. a. k. Gummi- und Kunststoffwarenmacher Reifenmacher, Vulkaniseure Papierwarenmacher, Kartonagenmacher Maschinensetzer, Handsetzer (Schriftsetzer) Drucker (Druckpresseneinrichter, -bediener) Stereotypeure, Galvanoplastiker Klischeehersteller (ausgenommen Photograveure) Photograveure Buchbinder und verwandte Berufe Photolaboranten Drucker und verwandte Berufe, s. n. a. k. Bautenmaler Maler, s.n.a.k. Musikinstrumentenmacher und -stimmer Korbflechter, Biirstenmacher Hersteller nichtmetallischer Mineralerzeugnisse Andere giitererzeugende und ahnliche Berufstatigkeiten, s. n. a. k. Ziegelmaurer, Natursteinmaurer, Fliesenleger Betonbauer, Betonflachenfertigmacher, Terrazzoleger Dachdecker Zimmerer, Bautischler, Parkettleger Verputzer, Stukkateure Isolierer Glaser Maurer, Zimmerer und andere Bauarbeiter, s. n. a. k. Kraftstationsbediener

MPS

36.6 51.8 41.4 55.7 50.7 78.6

45.6 48.7 74.0 49.9 61.3 50.0 52.6 41.3 57.5 86.0 47.0 43.4 37.8 40.9 39.9 63.6 52.0 33.9 42.3 42.3 42.3 42.3 40.9 40.9 38.0 51.6 52.1 59.4 59.4 69.6 43.8 52.3 39.5 48.7 32.9 45.4 29.0 40.9 39.9 44.7 39.3 42.3 40.4 42.3 38.0 46.9 40.4 39.8

243

Fortsetzung von Tabelle A6

ISeQ Berufliche Tiitigkeit*

969 Bediener (Maschinisten) stationiirer (Kraft-)Maschinen, s.n.a.k. 971 Hafenarbeiter, Guterladearbeiter 972 Verspannungsmonteure, SeilspleiBer 973 Kranfuhrer, Aufzugsmaschinisten 974 Bediener von Erdbewegungs- und ahnlichen Maschinen 979 Bediener von Materialbewegungsgeraten, Hafenarbeiter, s. n. a. k. 981 Deckspersonal auf Schiff, Bootsmannschaften, Bootsfiihrer 982 Maschinenpersonal auf Schiff 983 Lokomotivflihrer und -heizer 984 Eisenbahnbremser, Stellwerksbediener, Rangierer 985 Motorfahrzeugfahrer 986 Fuhrer von Tieren und tiergezogenen Fahrzeugen 989 Transporteinrichtungsbediener, s. n. a. k. 999 Handlanger, ungelernte Handarbeiter, s. n. a. k. 001 Soldaten (Wehrberuf) 002 Qffiziere (Wehrberuf)

* s. n. a. k. = soweit nicht anderweitig klassifiziert.

244

MPS

40.3 22.0 43.8 39.2 31.8 36.8 39.4 33.9 47.0 39.4 43.9 30.2 31.4 20.0 62.3 96.1

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Bernd Estel

Soziale Vorurteile und soziale Urteile Kriti k und wissenssoziolog ische Grundlegung der Vorurteilsforschung

1983.317 S. 15.5 x 22,6cm. Kart.

Diese Arbeit thematisiert pragnant und allgemeinverstandlich die Vorurteils­forschung in den entsprechenden R ichtungen der Psychologie und Soziolog ie. Sie ze igt dabei , daB entgegen dem wissenschaftlichen Selbstverstandnis nicht wirklich ein sachlich-immanentes Kriterium (wie Fehlerhaftigkeit oder Starr­heitl. sondern die soziale Unerwunschtheit gewisser, kollektiv gemeinter Be­urtei lungen den Begriff und die verschiedenen Konzeptionen des Vorurteils bestimmt. Sie untersucht anschl ieBend diejenigen Prozesse und Gegeben­heiten der (westl ichen) Modern itat, durch die solche kollektiven Beurteilun­gen unerwunscht und zu Vorurteilen werden .

Walter Zingg/Gisela Zipp

Basale Soziologie: Soziale Ungleichheit Herausgegeben von Horst Reimann

2., durchges. Auf!. 1983.235 S. 12 x 19 em. (Stud ienreihe Gesellschaft.) Kart .

Dieses Such untersucht die gesel lschaftspolitische und gesellschaftstheoreti ­sche Bedeutung der sozialen Ungleichheit, fuhrt in die zentralen Begriffe ein und stellt ihre Erscheinungsformen dar . Ausgehend von Ober legungen zur Un iversalitat des Phanomens sozialer Ungleichheit werden die wesentl ichen Ungleichheitstheorien skizziert, einander gegenubergestellt und kritisch bewertet.

Westdeutscher Verlag

Talcott Parsons

Zur Theorie der sozialen Interaktionsmedien Herausgegeben und eingeleitet von Stefan Jensen

1980.259 S. 12 x 19 cm. (Studienbucher zur Sozialwissenschaft, Bd. 39.) Kart.

Dieser Band vereinigt eine Reihe grundlegender Aufsatze von Talcott Parsons zur Theorie der Interaktionsmedien und stellt dam it einen weiteren, bisher in der Bundesrepublik kaum rezipierten zentralen Problemkreis von Parsons' Ar­beiten zur Diskussion. Die ausfuhrliche Einleitung des Herausgebers erleich­tert den Zugang zu Parsons' Oberlegungen durch Kommentare, weiterfuh­rende Anmerkungen uncJ.- Analysen; gerade der mit Parsons wenig vertraute Leser gewinnt durch diese Einleitung einen uber das Thema hinausgehenden Einblick in Parsons' Werk. Au~er Parsons' Arbeiten uber "Macht, Einflu~ und Wertbindungen" (Uber den Begriff der "Macht"; uber den Begriff "Einflu~"; uber den Begriff "Commitment") enthalt der Band die Studie uber "Sozial­struktur und die symbolischen Tauschmedien".

Hermann Strasser und John H. Goldthorpe (Hrsg.) Die Analyse sozialer Ungleichheit Kontinuitat, Erneuerung, Innovation

1985. VIII, 342 S. 15,5 x 22,6 cm. Kart. In diesem Band wird die Analyse sozialer Ungleichheit als wissenschaftlicher Proze~ vorgestellt und durch die Gleichzeitigkeit und den Wechsel von Phasen der Kontinuitat, Erneuerung und Innovation verstandlich gemacht. Diesen Orientierungsrahmen entwickeln die Herausgeber in einer Auseinandersetzung mit den Popperschen und Kuhnschen Prinzipien der Wissenschaftsentwick­lung. Der Leser wird damit in die Lage versetzt, sowohl die bisherigen Debat­ten uber Klassen und Schichten, soziale Mobilitat und Formen der Ungleich­he it nachzuvollziehen als auch die hier vertretenen Beitrage einzuordnen. Anhand von ausgewiihlten Problemstellungen der Ungleichheitsforschung demonstrieren diese Beitrage, da~ die Phasen der Kontinuitat, Erneuerung und Innovation fur die wissenschaftliche Arbeit gleicherma~en konstitutiv sind.

Westdeutscher Verlag