ZUMA Nachrichten Nr. 7 - gesis.org · Kauf nehmen, weil es an, der notwendigen Infrastruktur für die Forschung man- gelte. Erste umfassende Versuche, diese Situation zu ändern,

ZUMA

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

NO. 7

Mannheim

November 1980

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

B 2, 1 - 6800 Mannheim - Tel. 0621 / 12003

ZUMA

I N H A L T

I n e igener Sache

Neue M i t a r b e i t e r b e i ZUMA

1nterv. ieweref fekte i n Umfrageergebnissen: Eine

1 og-1 i neare Analyse

Das Ziehen von Stichproben m i t H i l f e des Programrn-

pakets OSIRIS

D ie w iederau f f ind in9 von Personen b e i Wieder-

hol ungsbef ragungen

Deutsche D i k t i o n ä r e f ü r computerunterstützte

Inha l t sana l yse

Mi t t e i l ungen aus der Computerabtei 1 ung

Nat ional e r Sozia l e r Survey 1980 - B e r i c h t über zwei

ZUMA-Arbeitstagungen

Ankündigung e i n e r ZUMA-Arbeitstagung über LISREL

Four th Annual S c i e n t i f i c Meeting o f t h e I n t e r n a t i o n a l

Soc ie ty o f ~ i l i t i c a l Psychology

S e i t e

3

4

Redaktion der ZUMANACHRICHTEN: Bernd Wegener

ZUMA

I N EIGENER SACHE

Zum, 1. Oktober 1980 h a t Rudol f Wildenmann auf d r e i Jahre e i n e Professur am

Europäischen Hochschul i n s t i t u t i n F1 orenz übernommen. Aufgrund dieses Wech-

se l s ha t e r den V o r s i t z i m ZUMA e.V. zum 1. Oktober 1980 n iederge leg t ; e r

b l e i b t w e i t e r h i n M i t g l i e d des ZUMA e.V. Zu seinem Nachfolger wurde Max Kaa-

se gewählt. Die Geschichte der Konzeptual i sierung, Durchsetzung, Gründung

und des Aufbaus von ZUMA i s t aufs Engste m i t der Person von Rudol f Wilden-

mann verknüpft. D ie von ihm wie von keinem zweiten i n Deutschland angeregte

und se lbs t betr iebene analyt isch-systemat ische empirische Pol i t i k w i s s e n -

Schaft mußte, w ie auch andere empir isch o r i e n t i e r t e soz ia lw issenschaf t l i che

D i s z i p l i n e n , n i c h t z u l e t z t deswegen immer wieder schwere Rückschläge i n

Kauf nehmen, w e i l es an, der notwendigen I n f r a s t r u k t u r f ü r d i e Forschung man-

ge l te . Ers te umfassende Versuche, d iese S i t u a t i o n zu ändern, d a t i e r e n i ns

Jahr 1967 zurück. Zu Beginn der s iebz iger Jahre bestand sogar für kurze

Z e i t d i e b e r e c h t i g t e Hoffnung, e inen wi ssenschaftspol i t i schen Durchbruch

zur E r r i c h t u n g e i n e r b r e i t e n soz ia lw issenschaf t l i chen Forschungsinfrastruk-

t u r zu e rz ie len . An a l l diesen Entwicklungen war Rudol f Wildenmann b e t e i -

l i g t . Daß s i e i m Ende n i c h t k o n s o l i d i e r t werden konnten, z e i g t einmal mehr

d i e po l i t i sch-admin is t ra t i ven Grenzen e i n e r von der Wissenschaft s e l b s t be-

stimmten vorausschauenden Wissenschaftspol i t i k.

ZIJMA war von Anfang an e i n Kernelement der geplanten I n f r a s t r u k t u r . I n e i -

nem l a n g w i e r i gen Oberzeugungsprozeß konnte es d i e e r f o r d e r l i c h e wissen-

s c h a f t l i che und wissenschaf tspol i t i s c h e Befürwortung f inden, we i l Rudol f

Wildenmann d i e sachl i c h e Notwendigkeit f ü r d i e Er r i ch tung e iner so1 chen

H i l f s e i n r i c h t u n g der Forschung m i t Geduld, Zäh igke i t und guten Argumenten

immer wieder d e u t l i c h zu machen wußte.

D ie M i t g l i e d e r und M i t a r b e i t e r des ZUMA e.V. danken Rudol f Wildenmann f ü r

Enthusiasmus , i n t e l l ek tue l 1 e Herausforderung und Engagement.

Zum 1. September 1980 i s t m i t Hans-Dieter Klingemann der l e t z t e wissen-

s c h a f t l i c h e L e i t e r aus der Gruppe der Gründungsmitgl ieder ausgeschieden. Er

ha t e inen Ruf auf e ine Professur für P o l i t i s c h e Soz io log ie an der F re ien

U n i v e r s i t ä t Ber l i n angenommen. Hans-Dieter K l ingemann h a t zu dem e r f o l g r e i -

chen Aufbau des I n s t i t u t s m i t hoher w issenschaf t l i cher Kompetenz und Motiva-

ZUMA

tion einen wichtigen Beitrag geleistet. Viele Arbei tsentwickl ungen im Rah-

men der ZUMA-Forschungen zur Methodenentwickl ung , insbesondere zur quanti - ta t i ven elektronischen Inhal tsanalyse, sind von ihm angestoßen und weiterge- fiihrt worden. Als begeisterter Wissenschaftler und immer kooperationsberei- ter Kollege hat er nach außen wie nach innen das Klima einer offenen und

vertrauensvollen Zusamenarbeit entscheidend mitgeprägt, das ZUMA für. ein unverzichtbares E1 ement seiner Tätigkeit hält.

Für die Mitglieder des ZUMA e.V. (früher: Direktorium)

Max Kaase

Im April hat Jürgen Hoffmeyer-Zlotnik seine Tätigkeit als Projektleiter auf- genommen. Herr Hoffmeyer-Zl otni k hat in Hamburg über ein stadtsoziol ogi- sches Thema promoviert &d war vorher wissenschaftlicher Assistent an der Universität Trier. Neben der Projektbetreuung befaßt sich Herr Hoffmeyer- Zlotnik u.a. mit Neuentwicklungen bei der Messung von Wohnort- und Wohnquar- tiervariabl en.

Ebenfall s al s Projekt1 ei ter i s t sei t Oktober Frank Faulbaum bei ZUMA. Herr Faulbaum ist mathematischer Psychol oge und hat gerade eine Dissertation über die formal e Beschreibung von Gedächtni sstrukturen abgeschlossen. Im Rahmen der ZUMA-Forschungen zur Methodenentwicklung und der Kooperation zwischen dem Nationalen Sozialen Survey und dem amerikanischen General Social Survey wird, Herr Faulbaum u.a. iiber Probleme des internationalen Vergleichs' von Skalierungen in Umfragen arbeiten.

Al s dri t ter Mitarbeiter der Computerabteii ung i s t Kar1 Chmel icek vom Rechen- zentrum der Universität Mannheim zu ZUMA gekommen. Herr Chmelicek wird die Programnimplementation, -betreuung und -beratung bei ZUMA verstärken.

ZUMA

INTERVIEWEREFFEKTE IN UMFRAGEERGEBNISSEN: EINE LOG-LINEARE ANALYSE

Bei der Bedeutung, die das mündliche Interview für die empirische Sozialfor- schung besitzt, stellt die Beeinflussung des Befragtenverhaltens durch Ver-

haltensweisen oder Merkmale der Interviewer einen wichtigen Forschungsgegen-

stand dar. Im Rahmen der ZUMA-Forschungen zur Methodenentwicklung wurden In-

terviewereffekte bisher u.a. in Bezug auf die Erfassung politischer Einstel- lungen durch "offene" Fragen (KLINGEMANN, 1978) und in Hinsicht auf die Aus-

wirkung unterschiedlicher Schulungsbedingungen und Erfahrungen der Intervie- wer (WEGENER, 1980) untersucht. Außerdem arbeitet ZUMA konti nuierl ich an

der Erweiterung seines Datenbestands, in dem Daten von Befragtenpopulatio- nen mit solchen, die aus Se1 bstinterviews und Merkmal sbeschreibungen der In- terviewer gewonnen wurden, zusammengeführt werden. Der nachstehende Beitrag berichtet über ein Verfahren, mit dessen Hi 1 fe Interviewereffekte auf der

Basis so1 cher Daten analysiert werden können.

Wir gehen davon aus, daß die Erfassung von Interviewereffekten im Sinne von Wirkungen sichtbarer Merkmale des Interviewers am aussichtsreichsten im Rah-

men eines definierten Modells erfolgt. Als ein solches bietet sich das log- 1 ineare Model 1 der Tabe1 1 enanal yse an, das eine Obertragung der Vari anzana-

lyse auf 1 ogarithmierte Häufi gkeitsdaten darstell t. Dieses Model 1 , ursprüng- lich von BARTLETT (1935) vorgeschlagen und u.a. von GOODMAN (1970, 1972)

weiterentwickelt, hat zwei wichtige Vorteile: 1. Es ist ein wohldefiniertes Modell mit klar spezifizierten, inhaltlich

deutbaren E1 ementen; 2. es 1 iefert formale Anpassungskriterien, nach denen beurteilt werden

kann, ob das Modell mit den Daten übereinstimmt oder nicht. Außerdem sind Entscheidungsverfahren verfügbar, mit denen bestimmt werden kann,

welche Elemente des Model 1 s erforderl ich sind, um die Daten zu beschreiben, und welche eliminiert werden können.

Angewandt auf die Frage nach Interviewereffekten kann mit Hilfe dieses Mo-

dells untersucht werden, welche Typen von Interviewereffekten zu unterscheiden sind und ob bei einer bestimmten Frage eines Interviews diese Intervie-

wereffekte bedeutsam sind oder nicht.

ZUMA

Datenbeispiel : Geschlechtseffekte

Zur Er1 äuterung betrachten w i r e i n Datenbei sp i e l aus e iner Umfrage, d i e

1978 i n Raden-Württemberg durchgeführt wurde und i n der d i e folgende Frage

enthal ten war: " I ch habe h i e r e ine L i s te , auf der e i n i ge Meinungen stehen,

d i e man ö f t e r hör t . B i t t e sagen Sie m i r zu jedem d ieser Sätze, ob s i e i,hni:-

v o l l zustimmen, eher zustimmen, i hn eher ab1 ehnen oder s ta rk ablehnen."

Eine der von den Befragten zu beurtei lenden Aussagen l au te te : "Die medbsteri

wicht igen Entscheidungen im Leben e iner Fami l ie s o l l t e n vom Mann a l s Haus?.

hal tsvorstand get ro f fen werden." Befragt wurden 420 Männer und 528 Frauen.

531 Interv iews wurden von männl ichen, 417 ~ ~ n t e r v i e w s von weibl ichen I n t e r -

viewern durchgeführt.

Es l i e g t nahe, d i e Antworten auf d iese Frage zunächst e in fach i n Abhängig-

k e i t vom Geschlecht des Interv iewers zu betrachten. Die entsprechende Kreuz-

tabel l e i s t a l s Tabe1 l e 1 wiedergegeben.

Geschlecht des Interv iewers

w ich t ige Entscheidungen

Mann M W

s t i m m e v o l l z u (1) 12.0 8.7

stimme eher zu (2) .21.4 16.4

lehne eher ab (3) 39.8 28.9

lehne s tark ab (4) 26.8 46.5

% (N )

Tab. 1

Of fens ich t l i c h g i b t es h i e r einen E f f ek t : Gegenüber e iner In te rv iewer in

w i rd das Statement deut l i c h häuf iger abgelehnt a l s gegenüber einem männl i-

chen Interv iewer. Diese Betrachtungsweise hat jedoch den Nachtei l , daß das

Geschlecht des Befragten n i ch t einbezogen wird. Außerdem könnte der aus Ta-

b e l l e l abzulesende E f f ek t Ausdruck e iner Scheinbeziehung sein, f a l l s ihm

nämlich s t a t i s t i s c h e Zusammenhänge zwischen dem Geschlecht des Befragten

und dem Geschlecht des Interv iewers zugrundeliegen. A l l d ies kann zwar i n

ZUMA

e i n e r umfangreicheren Tabe l le d a r g e s t e l l t werden; aber d i e 2 X 2 X 4 - Ta-

b e l l e , d i e s i c h b e i den d r e i be t rach te ten Var iablen e r g i b t , i s t n i c h t mehr

ohne wei teres zu überschauen. H i e r h e l f e n auch Prozentuierungen n i c h t wei-

t e r . I n Tabe l le 2 s i n d i n Spa l te (4 ) d i e absoluten Häuf igke, i ten e inge t ra -

gen, d i e s i c h b e i der v o l l s t ä n d i g e n Kreuz tabe l l i e rung der d r e i Var iablen I

(= In te rv iewergesch lech t ) , B ( = Befragtengeschlecht) und Z (= Zustimmungs-

ausprägung; vg l . Tabel l e 1 ) ergeben. D ie we i te ren Spal ten der Tabel l e 2 wer-

den spä te r e r1 ä u t e r t .

Beobachtete Berechnete Berechnete

Häuf i gkei t Häuf i gkei t Häuf i gkei t

I B Z (BZ, B I ) (BZ, BI , I Z )

(1 ) (2) (3) (4 ) (5 (6 )

Tab. 2

ZUMA

Um d i e komplexen Beziehungen zu erfassen, d i e i n d ieser Häuf igke i tsver te i -

lung verborgen sind, müssen w i r d i e Beobachtungen i n e i n Modell überführen.

Al s Komponenten en thä l t das Model 1 d i e Effektparameter. Im Drei-Var iabl en-

Fa1 1, auf den w i r uns beschränken, s ind folgende Typen von Effektparametern

zu unterscheiden:

1. Effekte der Randverteilungen,

2. Ef fekte der Beziehungen zwischen Variablen,

3. E f f ek te von In terak t ionen zwischen Variablen.

Das log-1 ineare Model 1 i s t h ierarchisch, und man kann unterschied1 iche Mo-

del l formen konstruieren, j e nachdem welche Effektparameter be rücks i ch t i g t

werden. Das einfachste Modell en thä l t nur d i e Randverteilungen der d r e i Va-

r iab len . I n diesem F a l l w i rd angenommen, daß d i e d r e i Var iablen im s t a t d s t i -

schen s inn' unabhängig voneinander sind. Das populäre Model 1 des ~ h i - ~ u a d r a t -

Tests fur eine zweidimensionale Tabel le i s t inso fern e i n spezial f a l l des

log-1 inearen Model 1s: Weder f ü r d i e Tabel l e AB, noch für AC, noch für BC be-

s teh t e ine s i gn i f i kan te Beziehung. Dieses einfache log-1 i neare Model 1 postu-

l i e r t i n unserem Be isp ie l a lso n i c h t nur das Fehlen eines E f f ek t s des Ge-

schlechts des Interv iewers ; auch zwischen dem Geschlecht des Befragten und

seiner Antwort g i b t es keine Beziehung. Das aber he iß t : Wenn w i r wissen,

w iev ie l e In te rv iewer und w iev ie l e Befragte männl i c h bzw. weibl i c h sind, und

wenn w i r wissen, w iev ie l e Befragte m i t "Ja" oder "Nein" (be i entsprechend

dichotomer Verschlüsse1 ung der Zustimmungsvorgaben) geantwortet haben, kön-

nen w i r m i t diesem Wissen und der s ta t i s t i s chen D e f i n i t i o n der Unabhängig-

ke i t eine hypothetische d re i -dimensi onal e Tabel 1 e beschreiben, i n der weder

das Gechl echt des Befragten noch das Geschlecht des Interv iewers Ei n f 1 uß

auf d i e geäußerte Meinung der Befragten haben. E in Chi-Quadrat-Test ( f ü r

den Pearsons Chi -Quadrat oder das L i ke l i hood-Ratio-Chi-Quadrat verwendet

werden kann) 1 i e f e r t s t a t i s t i s c h e Entscheidungskri t e r i e n dafür, ob d i e Ober-

einstimmung dieses re inen "Randvertei l ungseffektmodell s" m i t der beobachte-

ten Häuf igke i ts tabe l le groß genug i s t , um dieses spez ie l l e Modell zu akzep-

t i e r e n bzw. um es be i s t a t i s t i s c h unzulässigen Diskrepanzen zu verwerfen.

Die nächste Ebene der Komplexi tätsstei gerung des ~ o d e l l s besteht dar in , dem

Randvertei 1 ungsmodel 1 Parameter f ü r d i e Beziehungen hinzuzufügen. Drei Para-

meter kommen i n Frage, nämlich j ewe i l s e i ne r f ü r d i e Beziehungen BI, BZ und

I Z . Da In terv iewere f fek te untersucht werden, s ind zwei d ieser Beziehungen

ZUMA

all erdi ngs eher uninteressant . BI drückt einen Zusammenhang zwischen dem Ge- schlecht des Interviewers und dem Geschlecht des Befragten aus. Im vorlie- genden Fa1 1 ist ein solcher Zusammenhang kaum aussagekräftig: Die Erhebung

sah keine systematische Variation des Interviewer- und Befragtengeschlechts vor, so daß der Effektparameter für BI, der zur Beschreibung der Daten tat-

sächl ich benötigt wird, ledig1 ich Ausdruck der zufäll igen Zusammensetzung des Interviewerstabs und der Befragtenpopulation ist. BZ steht für den Zu-

sammenhang zwischen der Zustimmungsausprägung des Befragten und seinem Ge- schlecht. Es ist nicht zu erwarten, daß wir die Daten ohne einen entspre-

chenden Effektparameter befriedigend beschreiben können; daß Männer eher auf dem "Herr im Hausu-Standpunkt stehen als Frauen, ist auch ohne Umfrage

klar. Inhal tl ich frei1 ich interessiert dieser Zusammenhang, wenn es um In- terviewereffekte geht, ebenfalls nicht. Kritisch ist mithin allein der Ef-

fektprameter fiir IZ: Macht es bei der Zustimmung zu dem Statement einen Un- terschied, ob die Frage von einer Frau oder einem Mann gestellt wird? In

der Sprache des log-linearen Modells ist dies die Frage nach der Notwendig- keit eines Parameters für IZ.

Entscheiduna zwischen Modellen

Auf dieser Ebene der Komplexität des Modells lassen sich jetzt drei Modell-

versionen unterscheiden.

1. Die erste enthält alle Randverteil ungseffekte sowie die Beziehungseffek-

te RZ und BI. Dieses Modell postuliert also das Fehlen eines Zusammen- hangs zwischen Geschlecht des Interviewers und der Meinungsäußerung des Befragten. Paßt dieses Modell auf die Daten? Spalte (5) der Tabelle 2

enthält die hypothetischen Zel lenhäuf igkei ten, die das Model 1 berechnet. Die PrüfgröRe x ; ~ ist 36.93 (Pearsons X* = 37.33) bei 6 Freiheitsgra- den. Die Abweichung zwischen Daten und Modell ist mit p = 0.000 hoch si-

gnifi kant. Ohne einen Interviewereffekt sind die Daten nicht adäquat zu

beschreiben.

2. Die zweite Modellversion entspricht der vorherigen mit dem einen Unter- schied, daß der Parameter für IZ hinzukommt. Inhaltlich bedeutet dies,

daß das Gechlecht des Interviewers einen Einfl uß auf die Mei nungsäuße- rung des Befragten haben kann, d.h. daß männlichen Interviewern eher et-

ZUMA

was anderes gesagt wird al s wei bl ichen Interviewern.

Die Werte, die aus diesem Model 1 berechnet werden, stehen in Spalte (6)

von Tabelle 2. Die Abweichung vom Modell ist xZR = 3.19 (Pearsons X* = 3.18) bei 3 Freiheitsgraden. Mit p = 0.364 ist die Abweichung

nicht signifikant. Dieses Model 1 ist al so eine brauchbare Beschreibung

der Daten; die Abweichungen von der hypothetischen Verteilung können als

zufäll i g angesehen werden.

3. Die dritte Ebene der Komplexität wird erreicht, wenn man den Int.erak-a tionsparameter BIZ hinzufügt. Inhaltlich heißt dies, daß es für die Mei-

nungsäußerung von Belang ist, ob ein Mann eine Frau interviewt, eine Frau einen Mann befragt, oder ob es sich um ein Interview unter Männern

oder unter Frauen handelt. Das Modell mit In te rak t ionse f fek t -Paramete r

bedeutet al so, daß der Einfl uß des Interviewergeschlechts durch das Ge-

schlecht des Refragten spezifiziert (oder im Psychol ogen-Sprachgebrauch:

moderiert ) wird.

Da es sich um drei Variablen handelt, ist das Modell durch Aufnahme des

Parameters BIZ "saturiert" ; es stimmt per Definition mit den Daten über-

ein. In unserem Beispiel kommen wir ohne das saturierte Modell und ohne

den Interviewer-Interaktionseffekt aus, insofern bereits die Modellver-

sion 2 mit den Effektparametern RZ, BI und IZ zu einer brauchbaren Anpas-

sung führt.

Mit diesem Verfahren wurden zahlreiche weitere Fragen in dieser Untersu-

chung betrachtet. Die Einzelbefunde können hi:er nicht dargestellt werden.

Mann kann aber allgemein feststellen, daß bei all den Fragen, die einen di-

rekten Rezug zu Geschlechtsroll en haben, Einflüsse des Geschlechts ..des In-

terviewers wirksam sind. In einigen Fällen liegt außerdem ein Interaktions- effekt im Sinne der Model lversion 3 vor. Diese Ergebnisse können frei1 ich

nicht ausschließen, daß neben dem Geschlecht nicht auch andere sichtbare

Merkmale der Interviewer einen Einfluß haben könnten.

Zweite I1 lustration: Dialekteffekte

Eine Illustration für Interviewereffekte durch andere Merkmale als das Ge-

ZUMA

schlecht entstammt e iner Untersuchung i n Bayern (Dialektzensus: Prof. Dr.

Kur t Rein). U.a. wurde erhoben, ob während des Interv iews Befragte bzw. I n -

te rv iewer D ia l ek t oder Hochdeutsch sprachen. Während d i e D ia l ek tvar iab l e

auf d i e meisten Fragen des Interv iewers keinen E in f l uß ausübt, f inden s i ch

zum T e i l massive E f f ek te be i denjenigen Fragen, d i e s ich d i r e k t auf Aspekte

des Dialektsprechens beziehen. Tabe1 l e 3 g i b t e i n drast isches Bei sp ie l . Auch h i e r besteht n a t ü r l i c h d i e Mogl i c h k e i t , daß auch der Sprachgebrauch

des Befragten d i e Antworten bee in f lußt . Es l i e g t fe rner e i n s ta r ke r Zusam-

menhang zwischen D ia l ektgebrauch des Befragten und D ia l ektgebrauch des In-

terv iewers vor (Yules Q = 0.69). Wieder h i l f t h i e r das ana ly t i sche Modell,

das zeigen kann, ob der In te rv iewere i n f 1 uß genuin oder a l s "Scheinkorrel a-

t i o n " anzusehen i s t .

Hochdeutsch sprechen - In terv iewer

kann mich besser ausdrücken D ia lek t Hochdeutsch

stimmt v o l l und ganz 9.2 57.9

stimmt nur t e i l w e i s e 23.1 12.1

stimmt n i c h t 67.7 30.0

Tab. 3

Formal en tspr ich t das Modell dem f ü r den Geschlechtseinfluß. Neben der Va-

r i a b l en "Zustimnungsausprägung" (Z) en thä l t das Model l j e t z t a l l e r d i ngs ' d i e

Variablen "Dial ekt/Hochdeutschsprechen des Interv iewers" ( I ) und "D ia lek t /

Hochdeutschsprechen des Befragten" (B). Tabel le 4 f aß t d i e Ergebnisse der

Model 1 prüfungen f ü r zwei Fragen zusammen. Für d i e jewe i l s sieben Aussagen,

d i e b e u r t e i l t werden so1 1 ten, i s t i n der "Model 1 "-Spalte jewe i l s angegeben,

welches Model 1 "paßt", d. h. welche Model 1 parameter e r f o r d e r l i c h s ind, um

d i e Daten der Tabel le zu beschreiben. I n der m i t "p" überschriebenen Spalte

f inden s i c h d i e dazugehörigen Wahrscheinlichkeitswerte.

Zusammenfassend l ä ß t s i ch sagen, daß f ü r d i e h i e r betrachteten Statements

In te rv iewere f fek te (einfacher A r t ) angenommen werden müssen. S ie s ind t e i 1 - weise sehr ausgeprägt. Bei der vor1 iegenden Thematik i s t d ies v i e l 1 e i ch t

ZUMA

n i c h t verwunderl ich. Oberraschend i s t jedoch, daß es für d i e meisten d ieser

Aussagen anscheinend g l e i c h g ü l t i g i s t , ob der Befragte se lbs t D ia lek t

sp r i ch t oder n i ch t . In te rpre ta t ionen für diesen Befund s ind nur un ter Vorbe-

ha l ten möglich. Es i s t aber denkbar, daß vor a l lern das Bemühen der Befrag-

ten, Unfreundl i chke i t gegeniiber dem In terv iewer zu vermeiden, e ine Ro l l e

s p i e l t . T r a d i t i o n e l l s t e l l e n Erklärungen von In terv iewere f fek ten darauf ab,

daß s ich d i e Befragten se lbs t i n e i n mögl ichst günstiges L i ch t zu setzen su-

chen ; daß s i e i h r e pos i t i ven Eigenschaften und Hand1 ungen übertre iben und

i h r e negativen eher 1 eugnen. Die vor1 iegenden Ergebnisse weisen jedoch da-

r au f h in , daß dergleichen Erklärungen o f f ens i ch t l i c h zu kurz g re i f en und er-

gänzt werden müssen. Es scheint , daß Befragte auch davor zurückschrecken,

über den In terv iewer ungünstige Aussagen zu machen. Sie wol len f r eund l i ch

se in und n i ch t s Negatives i jber o f fens ich t l i che Merkmale des Interv iewers sa-

gen.

Wenn Sie Hochdeutsch sprechen: Model 1 P

A. Fühle mich überlegen

B. I c h f i nde d i e r i c h t i g e n Worte n i c h t

C. Fühle mich unbehaglich

D. Kann mich besser ausdrücken

E. I ch spreche ganz n a t ü r l i c h

F. I ch b i n i n n e r l i c h unsicher

G. I ch kann besonders sach l ich sprechen

Jemand, der D ia l ek t sp r i ch t , i s t

benachtei l i g t :

A. Im Ansehen be i den Nachbarn

B. Im beruf1 ichen Fortkommen

C. Bei Freunden und Bekannten

D. I n der Schule

E. Bei der S t e l l ungssuche

F. Im Umgang m i t Behörden

G. I n e i ne r anderen Gegend

IZ, B I 0.79

IZ, BI, BZ 0.11

IZ, B I 0.58

IZ, B I 0.31

BIZ - IZ, B I 0.08

IZ, B I 0.09

Model 1 P

IZ, B I 0.40

IZ, B I 0.47

IZ, B I 0.31

IZ, B I 0.31

IZ, B I 0.92

IZ, B I 0.68

IZ, B I 0.98

Tab. 4

ZUMA

Komplikationen: Die Anwesenheit Dritter

Obwohl es aus offensichtl ichen Gründen vorzuziehen i s t , den Befragten allein zu interviewen, finden zahlreiche Interviews in Gegenwart anderer

s t a t t . Es i s t in der Literatur dokumentiert, daß ein Einfluß Dritter auf die Interviews nicht auszuschließen i s t . So berichten z.B. ALLERBECK & RO-

SENMAYR (1976: 42), daß Töchter, die in Gegenwart ihrer Väter befragt wurden, seltener auf die Frage nach Freunden/Freundi nnen männl iche Freunde nannten a l s gleichaltrige weibliche Jugendliche, die nicht in Gegenwart ihrer E1 tern befragt wurden.

Geschl . Intv. M M M M W W W W

Geschl . Befr. M M W W M M W W

Ehep. anwesend Nein Ja Nein Ja Nein Ja Nein Ja

s t i m e voll zu 11.7 9.3 10.4 26.3 7.7 15.2 7.8 5.0

s t i m e e h e r z u 25.7 27.8 16.8 15.8 15.4 27.3 15.5 15.0

lehne eher ab 42;5 40.7 37.1 39.5 29.9 33.3 28.6 20.0

lehne stark ab 20.1 22.2 35.7 18.4 47.0 24.2 48.1 60.0

Spal tenprozente

Tab. 5

Das Model 1, das hier vorgestell t wird, läßt sich leicht so ausweiten, daß die An- oder Abwesenheit Dritter a l s weitere Variable Teil des Modells wird. Für das erstgenannte Beispiel aus der Baden-Württemberg-Untersuchung

("Die meisten wichtigen Entscheidungen im Leben einer Famil i e so1 lten vom Mann al s Haushal tsvorstand getroffen werden.") wurde a l s vierte Variable dem Modell die An- oder Abwesenheit des Ehegatten hinzugefügt. Die entsprechende Tabel l e (Tabel l e 5) könnte mit einem saturierten Model 1 beschrieben

ZUMA

werden, das d i e v i e r Randverte i l ungseffekte, d i e sechs Beziehungseffekte,

d i e v i e r Dre i -Var iabl e n - I n t e r a k t i onse f fek te und einen V ie r -Var iab l en- In te r -

a k t i o n s e f f e k t e n t h ä l t . Daß dieses s a t u r i e r t e Modell den Daten e n t s p r i c h t ,

i s t sel bs tvers tänd l i c h ; aber paßt auch e i n e infacheres Model l ? D ie Anal'yse

e r g i b t , daß k e i n e infacheres Modell d i e Daten adäquat beschre ib t , sondern

daß das s a t u r i e r t e Vier-Var iablen-Model l e r f o r d e r l i c h i s t . Auf keinen der

E f f e k t e kann v e r z i c h t e t werden. D ie i nhal tl i c h e I n t e r p r e t a t i o n muß der Kom-

p l e x i t ä t d ieser ßeziehungseffekte Rechnung tragen. M i t S icherhe i t i s t e i n e

"Ei n-Faktor-Erk l ärung" (z.ß. durch " s o z i a l e Erwünschthei t " ) unangemessen.

Der V o r t e i 1 des beschriebenen 1 09-1 inearen Model 1 s besteht a l so vor a l l en

Dingen d a r i n , d iese Komplexi tät zum Vorschein zu b r ingen und damit I n t e r p r e -

tat ionsversuchen d i e Richtung zu weisen.

A l l e r d i n g s hat das Model 1 auch Grenzen. Wie b e i a l l e n i n t e r f e r e n z s t a t i s t i -

schen Verfahren i ib t d i e F a l l z a h l einen d i r e k t e n E i n f l u ß auf das Ergebnis

aus. Ob e i n E f f e k t anzusetzen i s t , i s t e i n e Funkt ion sowohl der Größe des

E f fek ts a l s auch des Stichprobenumfangs. Deswegen i s t e i n e Ergänzung ange-

b rach t , d i e d i e stichprobenunabhängige E f f e k t s t ä r k e mißt. Al s Messung der

E f f e k t s t ä r k e scheinen d i e Assoziationsmaße Yules Q oder Goodman und Krus-

k a l s Gamma besonders geeignet, w e i l s i e e i n e Normierung des Kreuzproduktver-

hä l t n i sses d a r s t e l l en und damit model 1 konform sind. ' Kreuzproduktverhäl t n i s-

se bzw. "odds-rat ios" s ind der Kern des Goodman-Modells. D ie Verwendung von

r oder X Parametern i s t hingegen n i c h t zu empfehlaen, da s i e n i c h t nor-

m i e r t sind. D ie m u l t i p l i k a t i v e n T Parameter haben 0 a l s Unter-, + - a l s

Obergrenze; d i e a d d i t i v e n X Parameter haben - = a l s Unter- und + W a l s

Obergrenze. D ie Prozentsätze s e l b s t s i n d n a t ü r l i c h noch anschau1 i c h e r , w ie

i n den h i e r gegebenen Be isp ie len ; aber s i e s i n d ke ine sehr kompakte Dars te l -

l ungswei se.

Schl ußfol gerungen

Risher h,at s i c h d i e Forschung über I n t e r v i e w e r e f f e k t e darau f k o n z e n t r i e r t ,

den Aspekt' s o z i a l e r Erwiinschtheit e inzuführen und un te r d ieses Konzept vor

a l lem d i e mögl i c h s t günst ige Se1 b s t d a r s t e l l ung des Befragten zu subsumie-

ren: Der Be f rag te g i b t eher Antworten, d i e i h n i n e i n besseres L i c h t se t -

zen. Dies d ü r f t e e i n e r s e i t s zu a l lgemein und i n anderer H i n s i c h t n i c h t a l l -

gemein genug sein, w e i l es d i e I n t e r a k t i o n s s i t u a t i o n im I n t e r v i e w n i c h t ge-

ZUMA

nügend berücks ich t ig t . Wenn man überhaupt das Konzept soz ia l e r Erwünscht-

hei t verwenden w i l l , dann nur so, daß es bezeichnet, was i n der jewei 1 igen

S i t ua t i on erwünscht i s t .

Selbst aber be i d ieser Präzis ierung i s t zu fragen, ob das Konzept "Soziale

Erwünschtheit" w i r k l i c h n ü t z l i c h i s t , um d i e Daten zu organis ieren. Ange-

s i ch t s der empirischen V i e l f a l t der Befunde scheint es schwierig, dem Be-

g r i f f "Soziale Erwünschtheit " einen e inhe i t l ichen und noch bedeutungsvol l e n

Sinn zu geben. Es mag v i e l l e i c h t nü t z l i che r sein, be i der Theoriebildung

über In te rv iewere f fek te konkreter a l s b isher d i e v i e l f ä l t i gen Bedingungen

der Erhebungssi t u a t i o n zu spez i f i z i e ren und i h ren E in f l uß auf d i e Befragten-

r e a k t i onen zu untersuchen. Frageste l l ungen, d i e i n der 1 anganhal tenden "At-

t i t udesn - vs. "Actionu-Di skussion e i n Ro l l e spielen, wären i n solche Oberle-

gungen einzubeziehen.

M i t der Analyse von Interv ieweref fekten beschäf t ig t s i ch be i ZUMA u.a. Wen-

dy Hoag, d i e auch den vorstehenden Ber ich t ver faßt hat.

L i t e r a t u r

ALLERBECK, K. &. ROSENMAYR, L. Einführung i n d i e Jugendsoziol ogie. Heide1 - berg: Que l l e U. Meyer, 1976.

BARTLETT, M.S. Contingency t a b l e in te rac t ions . Journal o f t h e Royal S t a t i -

s t i c a l Society Suppl., 2, 1935, 248-252.

GOODMAN, L. The m u l t i v a r i a t e analysis o f q u a l i t a t i v e data: In te rac t ions

among m u l t i p l e c l ass i f i ca t ions . Journal o f t he American S t a t i s t i c a l As-

soc ia t ion , 65, 1970, 225-256.

GOODMAN, L. A general model f o r the ana lys is o f surveys. American Journal

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KLINGEMANN, H.D. In te rv iewere f fek te be i der Pro toko l l i erung von Antworten

auf o f fene Fragen. Ma te r i a l i en zum Vortrag auf der Herbsttagung der Sek-

t i o n Methoden der Deutschen Gesell schaft für Sozi01 ogie, Mannheim,

13.114. Oktober 1978.

WEGENER, B. Magni tude-Messung i n Umfragen: Kontextef fekte und Methode. Zuma-

nachrichten, 6, 1980, 4-40.

ZUMA

DAS ZIEHEN V O N STICHPROBEN MIT HILFE DES PROGRAMMPAKETS OSIRIS

Sowohl in der Forschungspraxis a l s auch in der Lehre sind häufig Stichpro-

ben unterschiedlichster Art aus maschinenlesbaren Datensätzen zu ziehen. Leider wird dies von den für die Sozial wi ssenschaften konzi pierten Programm-

paketen nicht ausreichend unterstützt. Im folgenden wird daher anhand von exempl ari schen Rei spielen demonstriert, wie man dennoch mit Hilfe der Reco-

de-Syntax von OSIRIS 111, Release 2 , die gebräuchlichsten Stichprobenpläne in eine maschinelle Ziehungsprozedur umsetzen kann.

1. Grundsätzliches

Bei der Durchführung von Forschungsprojekten in den Sozialwissenschaften mut3 häuf i g aus einem maschi nenl esbaren Datensatz ei ne mehr oder weniger kom- plexe Zufall sstichprobe (maschinell ) gezogen werden. Anders al s bei der Da- tenanalyse werden jedoch solche Aktivitäten von den gebräuchlichsten Pro- grammpaketen BMDP, OSIRIS, SAS und SPSS nicht ausreichend unterstützt.'Das

führt häufi g zu unbefriedigenden Probl emlösungen. Denn - auf sich al l e i n ge- s t e l l t - wird der Forscher in den Sozialwissenschaften imner in der Gefahru

sein , bei einer wenig adäquaten und mehr behel fsmäßi gen Lösung stehenzubl ei - ben, da von ihm selbstverständlich nicht das notwendige mathematisch-stati- stische und computertechnische Wissen erwartet werden kann, das zu einer wirklich angemessenen Lösung erforderlich i s t . Aber selbst wenn eine Mog- 1 ichkei t der Beratung und auch Hi 1 fe von Spezial i stensei t e besteht, kommt es oft zu großen Reibungsverlusten bei der Transformation der n~twendi~ger-

weise mehr inhal t l ich betonten Ideen des Sozial wi ssenschaftl ers in die ebenso notwendi gerwei se formal e Sprache der Stati s t i k und insbesondere der Pro-

grammierung. In diesen Fäll en wäre dann die Probl eml ösung viel leicht tech- nisch anspruchsvoller, wiirde aber u.U. den ursprünglichen Intentionen eben-

sowenig entsprechen wie die eigene behelfsmäßige Lösung des Forschers.

Wie auf den Gebieten des Datenmanagements bzw. der Datenanalyse so l l te also auch für das Ziehen von Stichproben (zumindest) ein Programmpaket zur Verfü-

gung stehen, dessen Handbuch in der Sprache der Sozialwissenschaften abge- faßt i s t und das den einzelnen Forscher sowohl von den Oberlegungen zur EDV-

technischen Umsetzung der Ziehungsal gori thmen al s auch von der ~ a t e i verwal- tung entlastet.

ZUMA

Ein solches P.rogrammpaket exist ier t nicht. Es besteht daher bei ZUMA die Ab-

s icht , ein mit den existierenden Anal ysepaketen kompati bl es System zu impl e-

mentieren, das auf eimfache Weise die Ziehung a l le r wesentlichen Arten von

Zufall sstichproben gestattet.

Se1 bstverständl ich waren im Rahmen der Dienst1 ei stungsarbei ten und der eige-

nen Grundlagenforschung bei ZUMA bisher häufig - ohne die Hilfestellung eines Stichproben-Programmsystems - Zufal l sstichproben aus maschinenlesbaren

Dateien zu ziehen (vgl. ZUMANACHRICHTEN 3 , S. 37f .). Dies geschah unter Aus- nutzung verschiedener Optionen des Programmpakets OSIRIS. Die fol genden Ab-

schnitte so1 1 en in exemplari schen Bei spielen die dabei gewonnenen Erfahrun- gen darstel len und damit für den Forscher in den Sozialwissenschaften die

Mögl ichkeit schaffen, zunächst ohne ein speziell zugeschnittenes System, aber dennoch innerhalb eines anerkannten Analysepakets, selbständig Problem-

lösungen auf dem Gebiet der Zufallsstichproben anzugeben. Es i s t zu hoffen, daß so das eingangs geschilderte Dilemma ein wenig gemildert werden kann

und sich die "apparative Ausstattung" auf diesem Gebiet der recht komforta- blen Situation auf den Gebieten des Datenmanagements und der Datenanalyse

etwas annähert.

2. Zi ehungsal gori thmen

ilas Ziehen einer Zufall sstichprobe wird häufig modell haft so er läuter t , daß irgendwie numerierte Kugeln "blind" aus einem H u t gezogen werden. Ganz we-

sentlich dabei i s t , ob eine Kugel, nachdem s ie gezogen und nachdem ihre Num- mer notiert wurde, wieder in den H u t zurückgelegt wird oder nicht; d.h. ob

man "mit Zurücklegen" oder "ohne Zurücklegen" zieht. Es i s t n u n offensicht-

1 ich, daß man a l s äquivalente modell hafte Vorstell ung für diese Ziehungspro-

zeduren sich a l l e Kugeln auf einer Schnur aufgereiht denken kann ( in belie-

biger Reihenfolge) und von links nach rechts durchlaufend für jede Kugel

eine vom Zufall abhängige Entscheidung t r i f f t , ob s ie in der Stichprobe ver- treten sein soll oder nicht. Man würde mit Zurücklegen ziehen, wenn man die-

sen Durchlauf so oft wiederholt, wie es die Stichprobengröße angibt, und pro Durchlauf genau eine positive Entscheidung t r i f f t . Das Ziehen ohne Zu-

rijcklegen - also unter Ausschluß von Duplikaten in der Stichprobe - würde bedeuten, daß in ei nem Durch1 auf die Anzahl der positiven Entscheidungen

gleich der Stichprobengröße i s t .

ZUMA

Mann kann al so das Ziehen einer Stichprobe sehr plausibel sequentiell dar- s te l l en. Von besonderem praktischen Interesse sind dabei Prozeduren, die dem Ziehen ohne Zuriicklegen entsprechen, d. h. die nach möglichst nur einem "Abgehen" der Kugeln die fer t ige Stichprobe l iefern, in der dann keine Du-

pl ikate enthalten sind.

Eine so1 che sequentiel l e Arbeitsweise der Prozedur , i s t näml ich besonders giinsti g auf den üb1 ichen digitalen Großrechnern zu install ieren. "In compu- t e r appl ications the sequential procedures are the most commonl y empl oyed due t o the nature of Storage and access of large f i l e s of data" (KENNEDY &

GENTH ,, 1980). Ersetzt man "Kugel " durch "Fa1 1 " , i s t der Zusammenhang offen- sichtlich. Es sei im übrigen angemerkt, daß al le Analyseprogramme in den großen Programpaketen die Dateien sequentiell abarbeiten und wo eben mög-

1 ich auf einen einmaligen Durchgang durch die Fälle (= Kugeln) ausgelegt sind.

In den fol genden Abschnitten werden bi s auf zwei Ausnahmen Techniken des

Stichprobenziehens vorgestell t , die streng sequentiell angelegt und in der Sprache von OSIRIS 111, Release 2 , geschrieben sind. Natürlich i s t es ge.rade wegen des sequentiellen Charakters dieser Techniken möglich, auch andere Programmsysteme zu verwenden. Die Entscheidung zugunsten von OSIRIS f ie l im wesentl ichen wegen der fol genden zwei Gründe:

- Von den zur Zeit verfügbaren Programmpaketen hat OSIRIS I I I , Re1 ease 2 ,

eine für das Ziehen von Stichproben besonders geeignete und recht bequeme

Syntax der Recode-Sprache und

- von denjenigen Paketen mit einer geeigneten Recode Sprache (wie z.B. SAS) scheint OSIRIS 111, Release 2 , am wenigsten rechnerabhängig zu sein.

nie Recode-Mögl ichkei ten der verwendeten OSIRIS-Version spielen insofern

eine zentrale Roll e , al s der Entscheidungsmechani smus für die Ann.ahme oder Ab1 ehnung ei ner "Kugel " , al so eines Fa1 1 s , "programmiert" werden muß. Beson- ders einfach i s t dSes z.R. fiir das sog. "binomial sampling" (vgl. ZUMANACH-

RICHTEN 3 , S. 34) . Dort wird Fall für Fall eine Zufallszahl zwischen Null

und Eins erzeugt und geprüft, ob diese kleiner oder gleich einer vorgegpe- nen Konstanten i s t . Liefert die Entscheidungsregel die Antwort "Ja", erhalt

ZUMA

der Fa1 1 in geeigneter Form eine Kennung, die ihn a l s zur Stichprobe gehö-

r ig ausweist. Ein Befehl vom Typ der "IF-Anweisung" reicht also hier völlig

aus.

Die Entscheidungsregel für das "binomial sampl i ng" zeichnet sich durch ihre

"6edächtnislosigkeit" aus: Das Resultat der Regel für den k-ten Fall i s t of-

fensichtl ich unabhängig davon, wie in den Fällen 1 ,. . . ,k-1 entschieden wur-

de.

Höhere Anforderungen an die Recode-Syntax stellen demgegenüber Algorithmen,

die "mit Gedächtnis" arbeiten. Völl ig analog zum "binomial sampl ing" wird

zwar dabei Fall fiir Fall eine Entscheidungsregel abgefragt, jedoch i s t der

Ausgang der Entscheidung abhängig von den Entscheidungen, die für die zuvor

ahgearbei teten Fäll e getroffen wurden. Al gori thmen dieser Art werden in den

Abschnitten 3.1-3.4 verwendet (vgl . ZUMANACHRICHTEN 3, S. 40). +

Alle diese Entscheidungsregel n arbeiten mit Hilfe eines Zufall szahlengenera-

to rs , d.h. es wird ein Programm verwendet, das eine beliebig lange Folge

von Zahlen produzieren kann, fiir die g i l t , daß - grob gesagt - stat is t ische

Tests keine "Nicht-Zufäll i gkei ten" entdecken können (vgl . ZUMANACHRICHTEN

3, S. 31). Leider gibt es zwischen den verschiedenen zur Zeit programmier-

ten Zufall szahlengeneratoren Qual itätsunterschiede; hinzu kommt, daß viel e

dieser Generatoren maschinenabhängig sind, also nicht ohne weiteres imple-

ment ie r t werden können. Diese Situation i s t natürl ich unbefriedigend, da ge-

rade die Qual i t ä t der zugrunde1 iegenden Folge von Zufall szahl en beim Ziehen

einer Zufall sstichprobe von , entscheidender Bedeutung i s t . Es wurde daher

eine weitestgehend maschinenunabhängige Version des von KNUTH (1969: 30f .)

empfohl enen "Al gori t h m M" bei ZUMA ( in der Programmsprache FORTRAN) ge-

schrieben (vgl . ZUMANACHRICHTEN 3, S. 31). Dieses Programm wurde inzwischen

in sehr vielen Anwendungen erprobt, und einige der erzeugten Folgen von Zu-

f a l l szahlen wurden statistischen Tests unterworfen. Es hat sich gezeigt, daß dieser Generator den anderen bei ZUMA verfügbaren Generatoren zumindest

ebenbiirtig i s t . (Interessenten können eine Bandkopie oder eine Liste des

Programns bei ZUMA anfordern. )

P-

+ Fiir diese Algorithmen benötigt die Recode-Syntax Anweisungen vom Typ "GO TON, und sie so1 1 t e Mogl ichkeiten zur indirekten Adressierung von Varia- bl en enthal ten.

ZUMA

3. Exempl arische Bei spiele

Es werden in den Abschnitten 3.1-3.4 Algorithmen vorgestellt , die Fa1 1 für

Fa1 1 entscheiden, ob dieser zur Stichprobe gehört oder nicht. Se1 bstver-

ständlich i s t diese einfache Logik des Vorgehens in den angegebenen

"Setups" allein schon deshalb nicht ohne weiteres zu erkennen, da - insbe-

sondere in Abschnitt 3.2 - durch eine gewol l t e Real itätsnähe der Code recht

umfänglich und komplex i s t . Es sei aber betont, daß al le Recode-Anweisun:

gen, die um den Kern der Ziehungsprozedur 'herumgeschrieben" sind, im ein-

zelnen außerordentlich naheliegen und dem erfahrenen OSIRIS-Benutzer keine

Schwierigkeiten bereiten.

Im Abschnitt 3.5 werden zwei Verfahrensweisen dargestel 1 t , mit deren Hilfe

Stichproben aus Klumpen (= clusters) gezogen werden können.

3.1. Ziehen und Nachziehen aus großen Dateien

Gegeben i s t eine Datei mit 100.000 Fällen und 18 Variablen. Es exist ier t

ferner zu diesem Datensatz ein OSIRIS-Dictionary. Die Aufgabe besteht zu- nächst darin, eine Zufallsstichprobe der Größe 6500 mit Hilfe einer modifi-

zierten Form des in den ZIIMANACHRICHTEN 3, Anhang C, S. 40, beschriebenen

Algorithmus zu ziehen. Die Modifizierung bedeutet, daß nicht pro Fall in

der großen Datei eine Variable auf 1 (Fa1 1 gehört zur Stichprobe) oder 0

(Fall gehört nicht zur Stichprobe) gesetzt wird, sondern daß eine Output-Da-

te i im OSIRIS-Format generiert wird, die nur noch die zur Stichprobe gehöri-

qen Fälle enthält; der große Datensatz wird bei dieser Strategie also nur

gelesen. Der zugehörige Recode hat die folgende Gestalt :

Recode I

BRECODE KOMMENT ES WIRD DAS 'ZIEHUNGSGEDAECHTNIS' BEREITGESTELLT.

KOMMENT R1 ZAEHLT DIE ABGEARBEITETEN FAELLE.

K O M M E N T R2 ZAEHLT DIE IN DIE STICHPROBE GELANGENDEN FAELLE.

CARRY(R1 ,R2)

ZUMA

ZCOMMENT ES FOLGT DER ENTSCHEIDUNGSALGORITHMUS.

R3=RAND (1,77777777)

bCOMMENT DIE ERZEUGTE ZUFALLSZAHL WIRD I N DAS INTERVALL

$COMMENT (0 , l ) TRANSFORMIERT.

R4=R3/77777777

ZCOMMENT ES FOLGEN DIE ZWISCHENRECHNUNGEN FUER DIE ENT-

JCOMMENT SCHEIDUNGSABFRAGE.

RS=(100000-R1)*R4

R6~6500-R2

SCOMMENT ERHOEHUNG DES FALLZAEHLERS UM EINS

Rl=R1+1

ZCOMMENT ALLE IN DIE I N DIE STICHPROBE GELANGENDEN FAELLE

%COMMENT ERSCHEINEN I N DER OUTPUT-DATEI . I F R5 GE R6 THEN REJECT

*ELSE R2=R2+1

D ie nächste Aufgabe besteht d a r i n , aus den r e s t l i c h e n 93.500 F ä l l e n m i t H i l -

f e derselben Prozedur, a l so wiederum i n uneingeschränkter Z u f a l l sauswahl , e i n e St ichprobe der Größe 3.200 nachzuziehen. Insgesamt w i r d a l s o i n unein-

geschränkter Zufal lsauswahl e ine St ichprobe der Gesamtgröße 9.700 ange-

s t r e b t .

D ie Lösung des Problems macht s i c h zunutze, daß d i e Folge der Zufa l lszah-

len , d i e der e rs ten St ichprobe zugrunde lag , vermöge der bekannten S t a r t -

zahl 1 v o l l s tänd ig r e k o n s t r u i e r b a r i s t : Man l äßt dementsprechend beim Nach-

ziehen den Algorithmus fiir d i e e r s t e Ziehung m i t 1 aufen, trifft dabei jedoch

nur fiir solche F ä l l e e i n e Entscheidung i n Bezug auf d i e zwe i te Stichprobe,

d i e fiir d i e e r s t e St ichprobe n i c h t ausgewählt wurden. Es w i r d wiederum d i e

Ausgangsdatei (100.000 F ä l l e ! ) l e d i g 1 i c h gelesen und e i n e Output-Datei gene-

r i e r t , d i e genau 3.200 F ä l l e e n t h ä l t . Der zugehörige Recode w i r d i m Rahmen

eines lRANS-Laufes e ingese tz t . An d i e Ausgangsdatei w i r d vermöge TRANS e ine

Var iab le V19 hinzugefügt , d i e durch i h r e konstante Ausprägung 2 anzeigen

s o l l , daß es s i c h b e i der Output-Datei um d i e zwei te, nachgezogenen St i ch -

probe handel t .

ZUMA

Recode I 1

ZRUN TRANS

$RECODE

BCOMMENT R 1 BZW R 2 1 ZAEHLEN D I E ABGEARBEITETEN FAELLE.

SCOMMENT R 2 RZW R22 ZAEHLEN D I E AUSZUSONDERNDEN BZW D I E

SCOMMENT I N D I E ZWEITE STICHPROBE GELANGENDEN FAELLE.

CARRY(Rl,R2,R21,R22)

SCOMMENT ES FOLGT DER RECODE FUER D I E ERSTE STICHPROBE,

QCOMMENT WOREI JEDER FALL, DER ZUVOR I N D I E STICHPROBE

$COMMENT GELANGTE, JETZT ABGELEHNT WIRD.

R3=RAND (1,77777777)

R4=R3/777777777

R5=(100000-R l ) *R4

R 6 ~ 6 5 0 0 - R 2

Rl=R1+1

I F R5 GE R6 THEN GO T 0 SAMP

R2=R2+1

RE JECT

$COMMENT ES FOLGT DER ZIEHUNGSALGORITMMUS I N BEZUG AUF

%COMMENT D I E RESTLICHEN 9 3 5 0 0 FAELLE...DIE KOMMENTARE

SCOMMENT FINDEN SICH I N RECODE I.

SAMP R23=RAND(3,77777777)

R24=R23/77777777

R25=(93500-R21)*R24

R 2 6 ~ 3 2 0 0 - R 2 2

R21=R21+1

I F R25 GE R26 THEN REJECT

R22=R22+1

$COMMENT D I E STICHPROBENVARIABLE R19 WIRD KONSTANT AUF

ZCOMMENT DEN WERT 2 GESETZT.

R19=2

NAME R19 ' STICHPROBENVAR ' BSETUP

STICHPROBE 2

TRAN,WIDTH=Z,TYPE=l*

V1-V18*

R19*

ZUMA

Eine l e i c h t e Mod i f i z ie rung von Recode I 1 wurde b e i ZUMA z u r Ziehung der Zu-

f a l l ss t i chprobe f ü r das P r o j e k t "Mannheimer Mietspiegel " angewendet. T r o t z

der großen F a l l zahlen wurden akzeptable Lau fze i ten von u n t e r 30 Minuten e r -

z i e l t (SIEMENS 4004, BS 2000). D ie TeChnik von Recode I kann selbstverständ-

1 i c h auch zur r e i n e n " repräsen ta t i ven" Datenredukt i o n verwendet werden.

3.2 Geschichtete Z u f a l l s s t i c h p r o b e n

Gegeben i s t e i n e Date i i m OSIRIS-Format m i t e i n e r bestimmten Anzahl von Fä1-

1 en und Var iablen. Insbesondere i s t e i n e polytome Var iab le gegeben, deren

14 Ausprägungen d i e Gesamtheit der F ä l l e i n 14 Schichten e i n t e i l e n . Es w i r d

vorausgesetzt, daß d i e Größen der Schichten bekannt sind.

D ie Aufgabe besteht d a r i n , aus 13 Schichten i n uneingeschränkter Zu fa l l saus-

wahl Stichproben vorgegebener Größe zu ziehen; dabei s o l l d i e Ziehung i n

den e inze l nen Schichten unabhängig voneinander e r f o l gen. Des we i te ren w i r d

e ine Output-Datei i m OSIRIS-Format ver1 angt, d i e sowohl sämtl i c h e Var iablen

der Input-Datei a l s auch e i n e St ichprobenvar iable e n t h ä l t . Diese so1 1 d i e

Werte O bzw. i haben, j e nachdem ob der F a l l zu k e i n e r der St ichproben ge-

h ö r t bzw. z u r St ichprobe aus der i - t e n Schicht .

Zur Lösung des Problems w i r d wieder e i n e S p i e l a r t des Algorithmus aus Reco-

de I herangezogen. Man macht s i c h im übr igen zunutze, daß d i e Entscheidungs-

rege1 an s i c h für a l l e Schichten g l e i c h i s t und l e d i g l i c h b e r ü c k s i c h t i g t

werden muß, daß jedem F a l l , der zu e i n e r der 13 Schichten gehört , e i n e

s c h i c h t s p e z i f i s c h e "Vorgeschichte" der Ziehung zuzuordnen i s t .

Zur technischen Opera t iona l i s ie rung dieses Grundgedankens w i r d zunächst

durch e i n e IF-Abfrage f e s t g e s t e l l t , zu welcher Schicht der eingelesene Fa1 1

gehört . Danach w i r d der Entscheidungsal g o r i thmus , dem zuvor d i e schi chtspe-

z i f i s c h e n Daten iibergeben wurden, aufgerufen. I s t entschieden, ob der F a l l

z u r St ichprobe gehört oder n i c h t , w i r d das zur Schicht gehör ige "Ziehungsge-

dächtn i s" entsprechend ak tua l i s i e r t und danach der nächste Fa1 1 eingelesen.

Der Recode 111 w i r d wie im vor igen Abschn i t t 3.1 i m Rahmen eines TRANS-Lau-

f e s d a r g e s t e l l t.

ZUMA

Recode I11

$RUN TRANS

$RECODE

$COMMENT R6009 I S T D I E STICHPROBENVARIABLE. DIESE

SCOMMENT HAT DEN WERT NULL, WENN DER FALL ZU KEINER

ZCOMMENT DER 1 3 STICHPROBEN GEHOERT. SONST HAT R6009

SCOMMENT ALS WERT D I E NUMMER DER SCHICHT.

R6009=0

$COMMENT V400 I S T D1 E SCHICHTVARIABLE. IHRE AUSPRAEGUNG

$COMMENT G I B T AN, ZU WELCHER SCHICHT E I N FALL GEHOERT.

ZCOMMENT D I E SCHICHT M I T V400=0 WIRD BEIM ZIEHEN DER

$COMMENT STICHPROBEN IGNORIERT.

I F V400 EQ 0 THEN GO T 0 END

BCOMMENT- ES WIRD DAS 'ZIEHUNGSGEDAECHTNIS' BEREITGESTELLT.

CARRY (R5101-R5113,R5201-R5213)

SCOMMENT ES WIRD D I E SCHICHTNUMMER FESTGESTELLT.

ZCOMMENT R6002 GIBT D I E SCHICHTGROESSE UND R6003 GIBT

ZCOMMENT D I E STICHPROBENGROESSE PRO SCHICHT AN.

I F V400 EQ 1 3 THEN R6002= 3 6 AND R6003=36 AND GO T 0 COMP

I F V400 EQ 1 2 THEN R6002=113 AND R6003=36 AND GO T 0 COMP

I F V400 EQ 11 THEN R6002=290 AND R6003=92 AND GO T 0 COMP

I F V400 EQ 1 0 THEN R6002=313 AND R6003=99 AND GO T 0 COMP

I F V400 EQ 9 THEN R6002= 7 3 AND R6003=23 AND GO T 0 COMP





I F V400 EQ 4 THEN R6002= 89 AND R6003=28 AND GO T 0 COMP

I F V400 EQ 3 THEN R6002= 5 7 AND R6003=18 AND GO.TO COMP


I F V400 EO 1 THEN R6002=160 AND R6003=51

KOMMENT ES FOLGT DER ENTSCHE IDUNGSALGOR ITHMUS.

COMP R6000=V400

R6001=RAND(1,77777777)

!?KOMMENT D I E ANZAHLEN DER BISHER I N DER SCHICHT DES

ZCOMMENT FALLES BEARBEITETEN FAELLE BZW. GEZOGENEN

ZUMA

ZCOMMENT FAELLE WERDEN AN DEN ALGORITHMUS UEBERGEBEN.

R6004=SELECT(FROM=R5101-R5113 ,RY=R6000)

R6005=SELECT(FROM=R5201 -R5213 ,BY=R6000)

SCOMMENT D I E ERZEUGTE ZUFALLSZAHL WIRD I N DAS INTERVALL

ZCOMMENT ( 0 , l ) TRANSFORMIERT.

R6On6=R6001/77777777

SCOMMENT ES .FOLGEN D I E ZWISCHENRECHNUNGEN FUER D I E ENT-

SCOMMENT SCHE IDUNGSARFRAGE . R6007= (R6002-R6004)*R6006

R6008=R6003-R6005

SCOMMENT ERHOEHUNG DES FALLZAEHLERS I N DER SCHICHT UM EINS.

R6004=R6004+1

$COMMENT D I E STICHPROBENVARIABLE R6009 I S T ENTWEDER GLEICH

$COMMENT NULL (FALL NICHT I N DER STICHPROBE) ODER GLEICH DER

SCOMMENT NUMMER DER SCHICHT DES FALLES (FALL I N DER STICHPR.).

I F R6007 GE R 6 0 0 8 THEN R6009=0

*ELSE R6009=R6000 AND R6005=R6005+1

NAME R6009 ' STICHPROBENVAR ' $COMMENT , D I E ANZAHLEN DER RISHER I N DER SCHICHT DES FALLES

SCOMMENT BEARBEITETEN FAELLE BZW. GEZOGENEN FAELLE WERDEN

SCOMMENT AN DAS Z IEHUNGSGEDAECHTNIS UEBERGEBEN.

SELECT(FROM=R5101-R5113,RY=R6000)=R6004

SELECT(FROM=R5201-R5213 ,BY=R6000)=R6005

END CONTINIIE

SSETIIP

SCHICHTWEISES ZIEHEN

TRAN,WIDTH=2,VSTART=l*

V 1 -V400*

RiiOO9*

R e c o d e 111 i s t i n s b e s o n d e r e d a n n n ü t z l i c h , wenn f ü r e i n e W i e d e r h o l u n g s b e f r a -

g u n g n u r e i n T e i l d e r A d r e s s e n w i e d e r v e r w e n d e t w e r d e n s o 1 1 u n d zudem e i n e

S c h i c h t u n g v o n I n t e r e s s e i s t . B e i ZUMA w u r d e d i e s e s V e r f a h r e n m e h r f a c h ange-

wende t .

ZUMA

3.3 Repl ikat ionen

Gegeben i s t e ine Datei im OSIRIS-Format m i t e i ne r bestimmten Anzahl von Fäl-

l e n und Variablen. Die Aufgabe besteht dar in , aus d ieser Datei i n uneinge-

schränkter Zufallsauswahl 15 Stichproben m i t derselben vorgegebenen Größe

unabhängig voneinander zu ziehen. Verlangt w i rd eine Output-Datei im OSIRIS-

Format, d i e sowohl sämtliche Var iablen der Input-Datei a l s auch 15 St ichpro-

benvariablen enthäl t . Gehört e i n F a l l zur i - t e n Stichprobe, s o l l d i e i - t e

St ichprobenvar iable den Wert i annehmen, andern fa l l s s o l l der Wert g l e i ch 0

sein.

Aufgabenstell ungen dieser Ar t ergeben s i ch be i der Untersuchung der s t i ch -

probenbedingten Varianz von Parameterschätzungen. Die Grundidee i s t dabei,

durch das wiederhol te Ziehen von Tei 1 Stichproben, durch Repl ikat ionen a l so,

und durch anschließenden Vergleich der (Te i l stichproben-)Parameterschätzun-

gen schl i e ß l i c h Varianzschätzungen zu erha l ten (vgl . KISH & FRAENKEL,

1970).

Zur Lösung des Prob1 ems wi rd eine Spiel a r t des Algorithmus aus Recode I ,he-

rangezogen. Damit w i rd pro Fa1 1 15-mal entschieden, ob d ieser zur Stichp.yo-

be gehören so1 l oder n ich t . Die Entscheidungen ' s ind na tü r l i c h unabhängig

voneinander. Programmtechnisch w i rd s ta rk von der Mögl ichkei t der i nd i r ek -

ten Adressi erung von Var i ab1 en Gebrauch gemacht.

Recode I V

$RUN TRANS

ZRECODE

SCOMMENT DIE KONSTANTEN R400, R500 UND R600 STEHEN

SCOMMENT FUER DIE ANZAHL DER TEILSTICHPROBEN, FUER

SCOMMENT DIE GROESSE DER DATEI UND DIE GROESSE DER

ZCOMMENT TEILSTICHPROREN.

R400=15

R 500=2000

R600=10011

BCOMMENT R2 DIENT ALS ' SCHLEIFENZAEHLER' UND WIRD

ZCOMMENT AM BEGINN DER ABARREITUNG EINES FALLES AUF

ZUMA

SCOMMENT E I N S GESETZT.

R2=1

ZCOMMENT ES WIRD DAS 'ZIEHUNGSGEDAECHTNIS' BEREITGESTELLT.

CARRY(R100,Rl l l -R125)

SCOMMENT LOOP I S T DER BEGINN EINER SCHLEIFE, D I E 15-MAL

ZCOMMENT DURCHLAUFEN WIRD. BEI JEDEM DURCHLAUF WIRD DER

SCOMMENT Z IEHUNGSALGORITHMUS ANGESPROCHEN.

LOOP R3=RAND (5 ,77777777)

SCOMMENT D I E ERZEUGTE ZUFALLSZAHL WIRD I N DAS INTERVALL

$COMMENT ( 0 , l ) TRANSFORMIERT.

R4=R3/77777777

KOMMENT DIE ANZAHL DER BISHER GEZOEGENEN FAELLE WIRD AN

$COMMENT DEN ALGORITHMUS UEBERGEBEN.

R200=SELECT(FROM=Rlll-R125 ,ßY=R2)

SCOMMENT ES FOLGEN D I E ZWISCHENRECHNUNGEN FUER D I E ENT-

$COMMENT SCHEIDUNGSARFRAGE.

R5=(R50O-R10O)*R4

R6zR600-R200

3COMMENT D I E STICHPROBENVARIABLE I S T ENTWEDER GLEICH NULL

$COMMENT (FALL NICHT I N DER STICHPROBE) ODER GLEICH DER

SCOMMENT NUMMER DER STICHPROBE.

I F R5 CE R6 THEN GO TO SL

SELECT(FROM=R301-R315 ,RY=R2)=R2

~ 2 0 b = ~ 2 0 0 + 1

GO TO SLL

SL SELECT(FROM=R301-R315,ßY=R2)=0

!KOMMENT D I E ANZAHL DER BISHER GEZOGENEN FAELLE

SCOMMENT WIRD AN DAS ' ZIEHUNGSGEDAECHTNIS ' UEBERGEBEN.

SLL SELECT(FROM=R111 -R125 ,ßY=R2)=R200

SCOMMENT ERHOEHUNG DES SCHLEIFENZAEHLERS UM 1 UND ABFRAGE

JCOMMENT AUF ENDE DER SCHLEIFE.

R2=R2+1

I F R 2 LE R400 THEN GO T 0 LOOP

SCOMMENT FUER ALLE 1 5 STICHPROBEN WIRD DER FALLZAEHLER

JCOMMENT RlOO UM EINS ERHOEHT.

RlnO=R100+1

lSSETUP

ZUMA

15 TEILSTICHPROBEN

TRANS ,WIDTH=2*

V 1 =V300*

R301-R315*

Der Einsatz des Recode I V beschränkte s i ch be i ZUMA bisher auf den Bereich

der Grundlagenforschung zu Gewichtungen und Gewichtungseffekten. Es wurde

untersucht, welche Va r i a t i on d i e Schätzungen von Randvertei l ungen von Te i l -

s t ichprobe zu Te i l s t ichprobe aufweisen, und zwar be i Datensätzen m i t rund

2.000 Fällen.

Es se i darauf hingewiesen, daß der Recode I V darauf zugeschnitten i s t , daß

d i e zugrunde1 iegende (Haupt-)Stichprobe i n uneingeschränkter Zu fa l l sauswahl

gezogen wurde. T r i f f t d ies n i ch t zu, wurden a l so z.B. ungleiche Auswahl wahr-

schein1 ichke i ten verwendet, w i rd d i e Umsetzung i n einen OSIRIS-Recode even-

tue1 1 be t räch t l i c h kompl i z ie r t e r .

3.4 Systematisches Ziehen

Gegeben i s t e ine na te i im OSIRIS-Format m i t e i ne r bestimmten Anzahl von Fäl-

l e n und Variablen. Insbesondere i s t e ine Var iable gegeben, deren Ausprägun-

gen jewe i l s a l s "Bedeutungsgewicht " des Fa1 l e s i n t e r p r e t i e r t werden.

Die Aufgabe besteht dar in , aus d ieser Datei systematisch m i t einem Zufa l l s -

S ta r t e ine Stichprobe so zu ziehen, daß d i e einzelnen F ä l l e m i t e iner Wahr-

schei n l i c h k e i t i n d i e Stichprobe gelangen, d i e ihrem Bedeutungsgewicht pro-

por t iona l i s t . Es w i rd e ine Output-Datei im OSIRIS-Format ver langt , d i e so-

wohl sämtl iche Var iablen der Input-Datei a l s auch e ine Stichprobenvariabl e

en thä l t . Diese s o l l angeben, i n welcher Form e i n F a l l i n d i e Stichprobe ge-

1 angt i s t .+

Die Lösung des Problems weicht insofern von der jenigen i n den Abschnitten

3.1-3.3 ab, a l s j e t z t zwar immer noch F a l l f ü r F a l l e ine Entscheidung ge-

t ro f fen wird, dieses jedoch auf einem zufä l l igen Beginn beruht. Es w i rd

+ F ä l l e m i t sehr großem Bedeutungsgewicht können be i k le inen Schr i t twe i ten mehr a l s einmal i n d i e Stichprobe gelangen (vgl . HANSEN, HURWITZ, MADOW, 1953, S. 341f.)

ZUMA

a l s o n i c h t p r o F a 1 1 e i n e n e u e Z u f a l l s z a h l e r z e u g t , s o n d e r n l e d i g 1 i c h z u An-

f a n g e i n z u f ä l l i g e r " S t a r t " b e s t i m m t .

R e c o d e V

$RUN TRANS

$RECODE

$COMMENT R lOO I S T D I E STICHPROBENVARIABLE.

R100=0

$COMMENT ES WIRD DAS ' ZIEHUNGSGEDAECHTNIS' BEREIT-

$COMMENT GESTELLT.

!KOMMENT R 2 0 D I E N T ZUR KUMULIERUNG DER BEDEUTUNGS-

$COMMENT GEWICHTE.

ZCOMMENT R 2 0 0 ZAEHLT D I E SCHRITTE.

ZCOMMENT R 2 0 2 I S T D I E STARTZAHL.

ZCOMMENT R 3 0 0 ZAEHLT D I E ABGEARBEITETEN FAELLE.

CARRY (R2O ,R200 ,R202 ,R300)

$COMMENT D I E ERZEUGUNG DER STARTZAHL WIRD VOM ZWEITEN

KOMMENT FALL AN UEBERSPRUNGEN.

I F R 3 0 0 NE 0 THEN GO T 0 FLAG

$COMMENT ERZEUGUNG DER STARTZAHL / D I E SCHRITTWEITE I S T ELF.

R201=RAND(0,77777777)

R202=R201*11 /77777777

ZCOMMENT KUMULATION DER BEDEUTUNGSGEWICHTE, D I E VON

$COMMENT VARIABLE V 1 BESCHRIEBEN WERDEN.

FLAG R10=R20

R20=R20+Vl

$COMMENT DER ENTSCHE IDUNGSALGOR ITHMUS WEIST R lOO DEN

ZCOMMENT WERT DER VIELFACHHEIT DES AUFTRETENS DES

$COMMENT FALLES I N 'DER STICHPROBE ZU.

STEP R203=R202+(R200*11)

I F R IO. GE R 2 0 3 OR R 2 0 L T R 2 0 3 THEN GO T 0 END

RlOO=R100+1

R200=R200+1

GO T 0 STEP

SCOMMENT ERHOEHUNG DES FALLZAEHLERS UM EINS.

END R300=R300+1

ZUMA

SSETUP

BEDEUTUNGSGEWICHTE

TRAN ,WIDTH=2*

V1-V99*

R l O O *

Fi ir den Spezial f a l l , daß a l l e Bedeutungsgewichte i den t i sch s ind, s t e l l t der

Recode V o f f e n s i c h t l i c h das üb l iche systematische Ziehen dar.

Bei ZUMA wurde der Recode V b isher aussch l ieß l ich im'Methodenprojekt "Ge-

wichtung und Gewichtungseffekte" e ingesetzt .

3.5 Stichproben aus Klumpen

Gegeben i s t e ine Datei im OSIRIS-Format m i t e iner bestimmten Anzahl von Fäl-

l e n und Variablen. Diese Datei i s t nach Gruppen=Kl umpen angeordnet, d.).

d i e F ä l l e innerhalb eines Klumpens s ind unmit te lbar benachbart gespeichert.

Im folgenden w i rd zunächst angenommen, daß d i e Kl umpengröße n i c h t bekannt

i s t . Danach w i rd der F a l l bekannter Gruppengröße d i s k u t i e r t .

Die Aufgabe besteht dar in , i n uneingeschränkter Zufallsauswahl aus jedem

der Klumpen eine Stichprobe der Größe 1 zu ziehen. Es w i rd e ine Output-Da-

t e i im OSIRIS-Format ver1 angt , d i e sämtl i che Var iablen der Input-Datei ent-

h ä l t , und d i e reduz ie r t i s t auf d i e i n d i e Stichprobe gelangten Fä l le .

Zur Lösung des Problems be i unbekannter Klumpengröße wi rd das i n den ZUMA-

NACHRICHTEN 3, S.35,beschriebene "Mischungsverfahren" herangezogen, .und zwar

klumpenweise. Der Grundgedanke beim Recode V1 i s t dabei, d i e F ä l l e eines

Klumpens i n eine z u f ä l l i g e Reihenfolge zu bringen, um dann den an der e r -

sten S t e l l e stehenden Fa1 1 a l s Stichprobe der Größe 1 zu erhal ten. Dieses

Verfahren i s t a l l e rd i ngs im Gegensatz zu denjenigen i n den Abschnitten 3.2-

3.4 n i ch t m i t nur einem Durch1,auf durch d i e Input-Datei zu bewält igen. Es

muß näml i c h zunächst i n einem ersten Arbeitsgang jeder Klumpen fü r s ich

nach der den e inze l nen Fä l len zugeordneten Zu fa l l szahl s o r t i e r t werden; da-

nach w i rd eine Output-Datei e r s t e l l t , d i e nur noch den ers ten F a l l eines j e -

den K l umpens enthä l t .

ZUMA

Das notwendige zweimalige E rs te l l en e iner Datei kann a l s "Preis" da für be-

zeichnet werden, daß d i e Klumpengrößen im einzelnen n i c h t im Datensatz ent-

ha l ten sind.

Rei bekannten K l umpengrößen i s t demgegenüber m i t H i l fe des den Abschnitten

3.1-3.4 zugrunde1 iegenden Algorithmus d i e Ziehung der Stichprobe i n einem

Durchgang mögl ich. Dies w i rd i n dem Recode V1 I demonstriert. Dabei besteht

der Grundgedanke zur Lösung des Prob1 ems d a r i n, beim Duchl aufen des Daten-

satzes durch eine IF-Abfrage jewe i l s den Anfang eines ~l umpens f es t zus te l -

len, um dann d i e Parameter des Ziehungsal gorithmus m i t den klumpenspezif i-

schen Werten, a l so insbesondere der Kl umpengröße, zu besetzen.

Anders a l s i n den Abschnitten 3.1-3.4 s i nd beim folgenden Recode V1 für un-

bekannte K l umpengröße d i e Recode-Anteil e ganz außerordentl i c h einfach : d i e

e i gen t l i che Lösung des Problems l i e g t h i e r mehr i n der s innvo l len H in tere i -

nanderschal tung verschiedener OSIRIS-Programme (TRANS-SORT-TRANS).

Recode V1

Zwei Datei kommandos fiir Eingabedateien e r s t e r

Zwei Dateikommandos f ü r Ausgabedateien TRANS-Lauf

Zwei Datei kommandos fiir den S o r t i er1 auf

Zwei Datei kommandos f ü r Eingabedateien zwei ter

Zwei Datei kommandos f ü r Ausgabedatei en TRANS-Lauf

$RUN TRANS

ZRECODE

KOMMENT JEDEM FALL IN DER EINGABEDATEI WIRD EINE

LCOMMENT ACHTSTELLIGE ZUFALLSZAHL ZUGEORDNET.

RlOO=RAND(1,77777777)

ZSETlJP

ZUFALLSZAHLEN

TRAN ,WIDTH=8*

V1-V99*

R l O O *

ZUMA

I n dem anschl iessenden S o r t i e r l auf w i rd d i e Output-Datei des' e rs ten TRANS-.

Laufes nach der Klumpen-ID und dann nach V100 klumpenweise aufsteigend sor-

t i e r t . Da d ies maschinenabhängig i s t , w i rd h i e r auf e ine d e t a i l l i e r t e Dar-

s t e l l ung verz ich te t .

$RUN TABLES

$RECODE

SCOMMENT ES WIRD DER IN DEM 'DURCHGEMISCHTEN' KLUMPEN

$COMMENT AN DER ERSTEN STELLE STEHENDE FALL IN DIE OUT-

ZCOMMENT PUT-DATEI UERERNOMMEN. V 1 IST DIE KLUMPEN-ID.

CARRY (RIO)

I F R10 EQ V 1 THEN REJECT

R10=V1

$SETUP

KLUMPENSTICHPRORE

TRAN, INFI=INX,VSTART=l*

V2-VlOO*

V l *

Recode V1 kann of fenbar l e i c h t be i Klumpen, d i e sämtl ich größer a l s 2 sind,

etwa auf Kl umpenst ichproben der Größe 2 veral 1 gemei n e r t werden. Bei von

Kl umpen zu Kl umpen v a r i ierender Stichprobengröße s ind jedoch umfangreichere

Modi f ikat ionen e r f o rde r l ich. Bei ZUMA wurde Recode V1 b isher e ingesetzt , um

be i e i ne r Repräsentati vstudie (National e r Sozial e r Survey) den sog. Schwe-

denschlüssel zu s imul ieren: Es wurde untersucht, inwiewei t s i ch d i e prozen-

t u a l e V e r t e i l ung bestimmter A l te rs - und Geschl echtskohorten ändert, wenn

pro Haushalt der Stichprobe erneut z u f ä l l i g genau e ine Person (maschi n e l l )

ausgewählt w i rd - das e rs te Mal t a t d ies im Feld der In te rv iewer eben mi t .

Hi 1 fe des Schwedenschl üssel s.

Der folgende Recode V11 se t z t voraus, daß eine Gruppengrößenvariabl e ex i -

s t i e r t , d i e pro F a l l a l s Ausprägung d i e GruppengröBe des Fa l l es b e s i t z t ,

und daß d i e Datei nach den Gruppen s o r t i e r t i s t - vgl. d i e Voraussetzungen

am Anfang dieses Abschnitts.

ZUMA

Recode V1 I

$RECODE

$COMMENT ES WIRD ZUERST ABGEPRUEFT, OR EIN NEUER KLUMPEN

$COMMENT BEGINNT. IST DIES DER FALL, WIRD DAS 'ZIEHUNGSGE-

$COMMENT DAECHTNIS' (Rl,R2) AUF (0,O) GESETZT. V 1 IST DIE

$COMMENT KLUMPENIDENTIFIKATION.

CARRY (RIO)

I F R10 NE V 1 THEN R1=0 AND R2=0

R10=V1

SCOMMENT ES WIRD DAS 'ZIEHUNGSGEDAECHTNIS' BEREITGESTELLT.

CARR Y (R 1, R2)

R3=RAND (1,77777777)

$COMMENT DIE ERZEUGTE ZUFALLSZAHL WIRD IN DAS INTERVALL

KOMMENT (0, l ) TRANSFORMIERT. .

R4=R3/77777777

!KOMMENT ES FOLGEN DIE ZW ISCHENRECHNUNGEN FUER DIE ENT-

$COMMENT SCHE IDUNGSABFRAGE. V2 IST DIE KLUMPENGROESSE.

R5=(V2-R1)*R4

R6=1 -R2

SCOMMENT ERHOEHUNG DES FALLZAEHLERS UM EINS.

Rl=R1+1

KOMMENT ALLEIN DIE IN DIE STICHPROBE GELANGENDEN FAELLE

ZCOMMENT ERSCHEINEN IN DER OUTPUT-DATEI.

I F R5 GE R6 THEN REJECT

*ELSE R2=R2+1

Wie beim Recode V1 g i l t auch beim Recode V I I , daß be i h inreichend großer mi-

nimal e r K l umpengröße auch größere Stichproben pro K l umpen gezogen werden

können. Jedoch muß dazu d i e Stichprobengröße konstant sein. Werden klumpen-

abhängige Stichprobengrößen gefordert, so müssen diese für Recode V11 i n e i -

ner zusätz l ichen Var iablen VXYZ dem Datensatz hinzugefügt werden. Das State-

ment 'R6=1-R2' w i rd dann zu 'R6=VXYZ-R2'. Recode V11 wurde b isher be i ZUMA

n i c h t i m größeren Maßstabe angewendet.

Für d i e Rehandl ung st ichprobentheoret i scher und stichprobenprakt i scher Pro-

b lernstel l ungen i s t be i ZUMA Hans-Peter Kirschner verantwort l ich, der auch

diesen A r t i k e l ver faßt 'hat .

ZUMA

L i t e r a t u r :

HANSEN, M.H., HURWITZ, W.N. & MADOW, W.G. Sample survey methods and theory.

Methods and App l i ca t ions . New York: John Wiley, 1953.

KENNEDY, W. J .Jr. & GENTLE, J. E. S t a t i s t i c a l computi ng. New York: Marcel Dek-

ker , 1980.

KIRSCHNER, H.P. E in ige Bemerkungen zur maschinel l e n Ziehung von Z u f a l l s-

st ichproben. Zumanachrichten 3, 1978, 28-41.

KISH, L. & FRANKEL, M.R. Ralanced repeated r e p l i c a t i o n s f o r Standard e r -

ro rs . J. American S t a t i s t . Ass., 1970, 65, 1071-1094.

KNUTH, D.E. The a r t o f computer programmi ng. Seminumerical a l gorithms. Rea-

ding: Addison-Wesley Pub l i sh ing Company, 1969.

ZUMA

DIE WIEDERAUFFINDUNG VON PERSONEN BEI WIEDERHOLUNGSBEFRAGUNGEN

E in ige w ich t ige soz ia l wissenschaftl i che Frageste l l ungen (Uberprüfung von

Kausal hypothesen , Ermi t t 1 ung rea l e r Veränderungsprozesse , Einschätzung der

Wirkung von Ereignissen etc.) s ind nur durch das Instrument der Wiederho-

l ungsbefragung auf systematische Weise empirisch anal ysierbar. Befragungen

d ieser Ar t s ind a l l e rd i ngs verhältnismäßig sel ten. Eine der Hauptursachen

dafür l i e g t i n der Schwier igkei t , d i e Kon t i nu i t ä t der Stichprobe über ver-

schiedene Zeitpunkte hinweg zu erhal ten, d. h. denselben Personenkreis wie-

derhol t zu befragen. Die Lokal i s a t i o n der Befragten i s t häuf ig m i t ' hohem

Aufwand und r e l a t i V geringem E r f o l g verbunden. Diese Prob1 emati k könnte

aber durch eine mögl i c h s t e f f e k t i v e Durchführung des Wiederauffindungspro-

zesses ve r r i nge r t werden. Dazu s ind sys temat is ie r te prakt ische Erfahrungen

von Nutzen. Veröf fent l ichungen f ü r den Bereich der BRD zu diesem Thema g i b t

es unseres Wissens noch n i ch t , und d i e Erfahrungen der U.S.A. s ind aufgrund

ganz anderer i n s t i t u t i o n e l l e r Bedingungen kaum übertragbar. W i r ber ich ten

deshalb über unsere Ergebnisse be i der Loka l i sa t i on von Befragten im Rahmen

e ine r größeren Wiederholungsbefragung.

Bei der Untersuchung handel t es s i ch um eine repräsenta t ive Stichprobe m i t

2.307 Fäl len. Dazu kommt eine Sonderstichprobe von Eltern/Kind-Paaren und

E1 te rn /K i nd/Freunde-Tri p l e t s , d i e 452 F ä l l e umfaßt. Die e r s te Befragung wur-

de 1974 durchgeführt und d i e zweite 1980; e ine d r i t t e Befragung i s t ge-

p lan t . Genauere Informationen über diese Studie s ind dem Buch "Pol i t i c a l Ac-

t i o n " (BARNES, KAASE e t . al., 1979) zu entnehmen.

1. Organisat ion der Wiederauffindung

Im Vergleich zu den U.S.A. i s t i n der BRD d i e Organisation der Wiederauff in-

dung von Adressen erheb l ich einfacher. Zwei I n s t i t u t i o n e n s ind f ü r diesen

Zweck ausreichend, und zwar d i e Postämter und d i e Einwohnermeldeämter. Die

Postämter haben einen kostenlosen Anschr i f tenkont ro l lserv ice , dessen Inan-

spruchnahme i iber entsprechend vorgedruckte Postkarten e r f o l g t . Die Einwoh-

nermeldeämter waren nach der Vor1 age e iner Unbedenkl i chke i tsbescheinigung

durch d ie jewe i l i gen Innenminister ien (aus Datenschutzgründen) ausnahmsl OS

be re i t , uns be i der Adressenlokal isat ion zu unterstützen.

ZUMA

Der konkrete Lokal isat ionsablauf i s t i n dem Schema auf Se i te 37 veranschau-

1 i c h t . A l l e Adressen gingen zunächst an d i e Postämter der jenigen Gemeinden,

i.n denen der Befragte zum ers ten Befragungszei tpunkt wohnte. Bes tä t i g te d i e

Post seine Adresse, war d i e Wiederauff i ndung damit posi t i V abgeschlossen.

Rei einem negativen Bescheid gingen d i e Adressen zu den Ei nwohnermel deäm-

t e r n (EMA) derselben Gemeinden. Wenn diese i n der Lage waren, d i e Adressen

aufzufinden, dann war der Lokal isat ionsprozeß ebenfall s p o s i t i V abgeschlos-

sen. Gelang d i e Auff indung der Adresse n i ch t , so war i n diesem Fa1 l e di-e Lo-

k a l i s a t i o n durch PostIEMA d e f i n i t i v negativ. Wenn d i e Befragten nach Aus-

kun f t der Einwohnermeldeämter inzwischen i n eine andere Gemeinde verzogen

waren, dann gingen d i e von ihnen angegebenen neuen Adressen an d i e entspre-

chenden Postämter der neuen Gemeinden. Dieser Prozeß wiederhol te s i ch solan-

ge, b i s a l l e Adressen durch PostIEMA d e f i n i t i V wieder auf gefunden waren

bzw. d e f i n i t i V n i ch t au f f indbar waren. Die n i c h t .zu ermit te lnden Adressen

wurden dann i n einem l e t z t e n S c h r i t t den Interv iewern übergeben, d i e versu-

chen sol ' l ten, durch Nachschlagen i n Te1 efonbüchern und Befragung der Nach-

barn noch einen T e i l d ieser Adressen zu l o k a l i s ie ren .

2. Ergebnisse der Wiederauffindung

I n Tabel le 1 i s t das konkrete Resul tat der Wiederauffindung durch Post/EMA

angegeben.

Häuf. Proz. Kum.

Post 1 EMA 1

Post 2 EMA 2

Post 3 Post 4

N = 2.759

Tab. 1

ZUMA

ABLAUF DER ADRESSENLOKALISATION

ADRESSEN F POST 1 gefunden? D ja 1

Inein

- nein - EMA 1 - ja - verzogen? -O nein gefunden? 1

F ja POST 2 gefunden ?

nein I - nein - E M A 2 W ja - verzogen? - nein gefunden?

b ja 1 POST 3 gefunden ?

- nein - EMA 3 gefunden?

* ja I - INTERVIEWER gefunden? - ja -1

nein ,AbbI

ZUMA

69,6 % der Adressen wurden demnach schon von den Postämtern der ersten Loka-

l isa t i onss tu fe bes tä t i g t . Von den verbleibenden 30,4 % konnten d i e Einwoh-

nermeldeämter der ersten Stufe noch einmal 11,2 % l oka l i s i e ren . Nach d ieser

ersten Stufe des Wiederauffindungsprozesses waren a lso b e r e i t s 80,8 % a l l e r

Adressen e r m i t t e l t . Entsprechend dem jewei l s abnehmenden Bestand der zu be-

arbeitenden Adressen nahm d i e Anzahl der zusätz l i ch e r m i t t e l t e n sukzessiv

ab. Insgesamt waren PostIEMA i n der Lage, 86,7 % der Adressen wiederaufzu-

finden.

Dieses Ergebnis s o l l t e e i g e n t l i c h durch den In terv iewere insatz nochmals ver-

bessert werden. I n Tabel le 2 i s t das Ergebnis @ dem In terv iewere insatz

aufgef i ihr t , d. h. a l so das Gesamtresultat.

POS. neg . PostIEMA 2.393 87 % In te rv iewer 2.202 180 %I N = 2.759

H ie r ze ig t s ich, daß entgegen der p laus ib len Erwartung d i e Lokal isat ionsquo-

t e gegenüber dem Post/EMA-Resultat um rund 7 % abgenommen hat. Bei etwa 7 %

a l l e r Adressen s t e l l t en d i e In te rv iewer f e s t , daß diese im Gegensatz zu den

Post/EMA-Aussagen n i ch t bzw. n i ch t mehr zutrafen. Das i s t durch mehrere U r -

sachen begründet:

- d i e Adressen waren ursprüng l ich kor rek t , d i e Befragten s ind nach dem

Ermi ttl ungszei tpunkt aber weggezogen;

- d i e Haushal tsadressen stimmten, aber d i e Befragten wohnten n i ch t

mehr d o r t und haben s i ch be i den Einwohnermeldeämtern n i ch t ab- bzw.

angemeldet ( t r a f besonders auf Jugend1 i che zu) ;

- d i e Adressen bezogen s i c h auf den Erstwohnsitz, f a k t i s c h l eb ten d i e

Befragten aber an ihrem Zweitwohnsitz ( t r a f z.B. auf Studenten zu) ;

- d i e Adressen s ind f ä l schl icherwei se durch Post/EMA b e s t ä t i g t worden.

Welche der Ursachen i n welcher Häuf igke i t w i r k l i c h zutrafen, konnte auf der

Basis der uns verfügbaren Daten n i c h t beantwortet werden.

ZUMA

I n Tabel le 3 i s t d i e genaue Zahl der von PostIEMA p o s i t i v bes tä t ig ten Adres-

sen aufgeführt , d i e nach der Auskunft der In te rv iewer n i c h t l n i c h t mehr zu-

t r a f e n (n = 219).

In te rv iewer

POS. neg .

POS. 2.174 219 2.393 Post/EMA

neg . 28 338 366

Tab. 3

I n d ieser Tabel le w i rd zugleich der E r fo l g der Loka l i sa t i on durch d i e I n t e r -

viewer e r s i ch t l i ch . Diese konnten l ed ig1 i c h 28 Adressen zusätz l i ch a u f f i n -

den. Das l i e g t un ter anderem daran, daß es s i ch durchweg um "schwierige"

Adressen handelte, d.h. solche, d i e durch PostIEMA n i ch t zu e r m i t t e l n wa-

ren. Die Chance, gerade diese Adressen durch Te1 efonbuchi nspektion zu f i n-

den, i s t n i ch t sehr grol3. Der Kontakt ierung von Nachbarn s ind aus p r i n z i -

p i e l l e n Gründen Grenzen gesetzt, d. h. der Charakter e iner undurchsichtigen

"Schni i f fe le i " war i n jedem F a l l e zu vermeiden.

Rei e iner repräsentat iven Untersuchung i s t es e ine w ich t ige Frage, inwie-

we i t d i e Repräsentati v i t ä t durch systematische Unterschiede der wiederaufge-

fundenen bzw. n i ch t gefundenen Adressen ve rze r r t wird. I n Tabel le 4 i s t der

Prozentsatz der l o k a l i s i e r t e n Adressen nach stichprobenrelevanten Merkmalen

d i f f e r e n z i e r t worden.

Rei d r e i Merkmalen ze ig t s i c h e i n s i g n i f i k a n t e r Unterschied, und zwar i n er-

wartbaren Aspekten. Diese Unterschiede s ind a l s Lebenszykl use f fek te i n t e r -

p re t ie rbar , d. h. s e i t dem ers ten Befragungszeitpunkt haben im Lebenszykl us

vor a l lem der jüngeren Befragten bedeutsame Veränderungen stattgefunden

(2.R. E i n t r i t t i n den Ehestand, Abschl uß der Schulausbildung) , d i e häuf ig

m i t Wohnsitzwechsel verbunden sind. Das drückt s i ch i n der höheren Quote

n i c h t au f f indharer Adressen f ü r d iese demographischen Gruppen aus.

ZUMA

Eine relevante Informat ion f ü r d i e Planung der Loka l isa t ion von Personen

be i e iner Wiederhol ungsbefragung i s t d i e Zei tdauer des ganzen Prozesses.

Etwa d re i Wochen nach Beginn der Wiederauff indungsarbeit waren durch Post/

EMA 80,8 % der Adressen aufgefunden. Die Gesamtdauer der Wiederauff i ndung

bet rug etwa 12 Wochen. Die Loka l i sa t i on durch d i e In te rv iewer i s t z e i t l i c h

n i c h t einzuschätzen, we i l s i e o rgan isa tor isch m i t der Real i sa t i on der I n t e r -

views verbunden war.

männl i c h weibl i c h

15 b i s 29 J. 30 + verhe i ra te t l e d i g

Vol ks-/Hauptschul abschl uß m i t t l e r e r Schul abschl uß höherer Schul abschl uß

abgeschlossene Schul ausbi l dung i n Schulausbildung

b e r u f s t ä t i g zu Hause

Arbeitnehmer Se1 bständige

über DM 1.500 Netto-Monatsei nkommen unter DM 1.500 Netto-Monatseinkomen

* s i g n i f i k a n t e Unterschiede ( 1 %-Niveau)

Tab. 4

Schl ußfol gerungen

Das Wiederauff i ndungsergebni s von rund 80 % a l 1 e r Befragten unserer Reprä-

sentativerhebung ze ig t , daß i n der Bundesrepublik d i e Lokalisationsproblerna-

t i k e i n einigermaßen beherrschbares Problem auch be i e i ne r r e l a t i v großen

Ze i t d i f f e renz von 6 Jahren i s t . Dabei i s t das Resul tat sogar eher a l s unte-

r e Grenze anzusehen, da d i e Organisat ion der Adressendatei n i c h t optimal

war. Ein Tei 1 der Adresseni nformat i onen war auf grund eines f i x e n Formates

im Datensatz so abgekiirzt, daß eine exakte Rekonstruktion für eine Reihe

ZUMA

von F ä l l e n n i c h t mehr mögl i c h war. Das erschwerte d i e Wiederauff indung

durch Post/EMA fiir d iese F ä l l e n a t i i r l i c h b e t r ä c h t l i c h .

Wenig e f f e k t i v war der E insa tz der I n t e r v i e w e r a l s l e t z t e Wiederauff indungs-

s tu fe . Eine höhere Lokal i sa t ionsquote durch d i e I n t e r v i e w e r wäre aber nur

durch e i n e Verlletzung der " I n t e r v i e w e r e t h i k " zu e r z i e l e n gewesen. G le ichze i -

t i g h ä t t e das e inen höheren z e i t l i c h e n und m a t e r i e l l e n Aufwand e r f o r d e r t .

Der vorstehende B e r i c h t wurde von D i e t e r Fuchs und Ede l t raud R o l l e r ver-

f a ß t , d i e das P r o j e k t "Pol i t i sche Ideo l ogie" betreuen.

L i t e r a t u r

BARNES, S.H. & KAASE, M. e t a l . P o l i t i c a l ac t ion : Mass p a r t i c i p a t i o n i n

f i ve western democraci es. Bever l y Hi 1 1 s : Sage, 1979.

CLARRIDGE, B.R., SHEEHY, L.L. & HAUSER, T.S. Tracing members o f a panel : A

17-year f o l 1 ow-up. I n : Schuessler, K F. (ed.). Socio l o g i c a l Methodology

1978. San Francisco: 1978.

CRIDER, D.M. & WILLITS, F.K. Respondent r e t r i e v a l b i a s i n a l o n g i t u d i n a l

survey. Socio logy and Soc ia l Research, 58, 1973/74, 56-65.

CRIDER, D.M., WILLITS, F.K. & BEALER, R.C. Tracking respondents i n l o n g i t u -

d i n a l surveys. P u b l i c Opin ion Quater l y , 35, 1971, 613-620.

ECKLAND, B.K. R e t r i e v i n g mob i le cases i n l o n g i t u d i n a l surveys. Pub1 i c Opi-

n ion Q u a t e r l y , 32, 1968, 51-64.

FREEDMAN, D.S., THORNTON, A. & CAMBURN, D. Ma in ta in ing response r a t e s i n

l o n g i t u d i n a l s tudies. Soc io l o g i c a l Methods & Research, 1, 1980, 87-98.

ZUMA

DEUTSCHE DIKTIONARE FOR COMPUTERUNTERSTOTZTE TNHALTSANALYSE (11)

M i t e iner kurzen Charak ter is t i k des PARTEI-IMAGE-DIKTIONM ( im folgenden

PID) setzen w i r d i e i n den ZUMANACHRICHTEN 6 begonnene Reihe der Ber ichte

über deutschsprachige D ik t ionäre fiir d i e computerunterstützte Inhal tsanaly-

se f o r t .

Der PID wurde von Hans D. Klingemann, Fre ie Un i ve rs i t ä t Be r l i n , f rüher

ZUMA, en tw icke l t und i s t Te i l der be i ZUMA' angelegten Di ktionärssamml ung.

Der Textkorpus, auf den s i ch der D i k t i onä r bezieht, s ind Interv iewermit-

sch r i f t en f r e i e r Antworten aus Bevölkerungsumfragen auf Fragen nach den gu-

ten und schlechten Sei ten zweier p o l i t i s c h e r Parte ien (CDUICSU und SPD.) . Diese Fragen ge l ten a l s Indikatoren f ü r d i e Fähigkei t der Befragten, ab-

s t r ak te p o l i t i s c h e Konzepte a k t i v zu verwenden. Der PID i s t somit e i n ,Meßin-

strument f ü r einen Tei 1 bereich der Erforschung pol i t i scher Oberzeugungssy-

steme i n der T rad i t i on der amerikanischen po l i t i s chen Sozi01 ogie (z:B. AL-

MOND & VERBA, 1963; CAMPBELL & CONVERSE, 1960; NIE, VERBA & PETROCIK,

1976).

Z i e l des Meßinstrumentes i s t d i e Messung von Konzepttypen. Operational i-

s i e r t werden d i e Typen durch Zuweisung der von den Befragten genannten Ei-

genschaften von Parteien zu verschiedenen Ebenen der Abst rak the i t bzw. The-

matik. Insgesamt werden fünf Ebenen unterschieden:

I ) Ideologische Eigenschaften (" ideologisch" i s t operat ional i s i e r t a l s

abs t rak ter Verweis au f e i n gängiges Oberzeugungsmuster im s o z i o p o l i t i -

schen System). Hierunter f a l l e n d i e Subkategorien LINKS, PROGRESSIV,

DEMOKRATISCH, LIBERAL, KONSERVATIV, RADIKAL, CHRISTLICH und e ine Rest-

kategor i e.

11) Eigenschaften bezogen auf soz ia le Gruppen, m i t den Subkategorien

KIRCHEN, OBERSCHICHT, MITTELSCHICHT, UNTERSCHICHT, DAS VOLK, ALTE LEU-

TE, JUNGE LEUTE und SONSTIGE SOZIALE GRUPPEN.

I11 ) Situationsbezogene Eigenschaften ("nature o f times"; vgl . KLINGE-

MANN, 1979): d iese Dimension umfaßt den Bereich der Kompetenz auf ver-

schiedenen Gebieten der Innenpol i t i k (2.B. WIRTSCHAFTSPOLITIK, STEUE.R-

POLITIK), der Außenpol i t i k (z.B. OSTPOLITIK, DRITTE WELT) und der pol i-

ti schen Organisationen (z. B. KOALITIONSVERHALTEN, PROGRAMMATIK).

IV) Eigenschaften bezogen auf Pol i t i ke r (Personal i sierung) m i t Subkatego-

ZUMA

r i e n für den Kanzler und den Kanzlerkandidaten der SPD bzw. der CDU,

d i e Vorsitzenden der FDP und der CSU, und e inze lne Kategor ien für ande-

r e P o l i t i k e r d i e s e r v i e r Parte ien.

V) Unspez i f i sche Eigenschaften wie kategor ische und a f f e k t i v e Bewertun-

gen (z.R. UNREFLEKTIERTE PARTEI-IDENTIFIKATION, KEINE UNTERSCHIEDE ZWI-

SCHEN PARTEIEN).

D ie u rsprüng l i che Basis f ü r d i e Operat ional i sierung i s t e i n konvent ione l les

Kategorienschema, das fiir verg le ichbare bzw. diese1 ben Textkorpora en tw i k -

k e l t wurde. I n s o f e r n r i c h t e t s i c h d i e Val i d i e r u n g des Meßinstrumentes nach

den Ergebnissen der konvent i onel 1 en (manuell en) Vercodung . E i n Verg le ich

zwischen b e i den Verfahren 1 i e f e r t e zu f r iedens te1 lend va l i d e Ergebnisse. We-

s e n t l i c h e Verbesserungen werden a l 1 e rd ings von der Umstel l ung des Di k t i o-

närs a u f d i e Mehrwort- A nalyse (TEXTLING) e rwar te t , w e i l h ie rdurch d i e manu-

e l l e Nachvercodung p o t e n t i e l l mehrdeutiger Worte erheb1 i c h eingeschränkt

werden kann (vgl . KLINGEMANN, 1976). Anwendungen des D i k t i o n ä r s s i n d be-

schrieben i n KLINGEMANN & WRIGHT (1974) sowie KLINGEMANN (1975).

D ie j e t z t b e i ZUMA vor l iegende Fassung des PARTEI-IMAGE-DIKTIONXRS ( f ü r Ein-

wort-Analysen) besteht aus 566 Wortstämmen i n 1591 Ausprägungen, d i e i n 44

Kategor ien e i n g e t e i l t sind.

F i i r we i te re Auskünfte über den PID (und andere ver fügbare D i k t i o n ä r e ) s t e h t

b e i ZUMA Peter Ph. Mohler z u r Verfiigung.

L i t e r a t u r

ALMOND, G. & VERBA, S. The c i v i c c u l t u r e . Pr inceton: Pr ince ton Univ.

Press, 1963.

CAMPBELL, A., CONVERSE, P. e t a l . The American voter. New York: John

Wiley, 1960.

KLINGEMANN, H.D. Content a n a l y s i s o f open-ended m a t e r i a l s from survey rese-

arch as a dev ice t o i n q u i r e i n t o t h e p o l i t i c a l b e l i e f s o f nass pub l i cs .

Paper read a t t h e Conference f o r t h e Study of Advanced I n d u s t r i a l Socie-

ty , ß e l l a g i o , I t a l y , 1974.

- Semi-autornated coding o f responses t o open-ended quest ions i n survey

research: A r e a l wor ld example. Mannheirn, ZUMA-Arbeitsbericht 1975.

- Standardcode zur Verschlüsse1 ung der E i n s t e l l ungen zu den po l i t i schen

ZUMA

Par te ien i n der Bundesrepublik Deutschland. Mannheim, ZUMA-Arbeitsbe-

r i c h t 1976.

- Measuring i d e o l o g i c a l conceptual i z a t i o n s . I n : BARNES, S.H., KAASE, M.

e t a l . P o l i t i c a l act ion. Bever ly H i l l s: Sage, 1979.

KLINGEMANN, H.D. & WRIGHT, W.E. Levels o f conceptual i z a t i o n i n t h e German

and American mass p u b l i c : A r e p l i c a t i o n . Paper presented a t t h e Works-

hop on Pol i t i c a l Cogni t ion, U n i v e r s i t y o f Georgia, Athens, May 24-25,

1974.

NIE, H., VERBA, S. & PETROCIK, J.R. The changing American voter . Cambrid-

ge: Harvard Univ. Press, 1976.

ZUMA

MITTEILUNGEN AUS DER COMPUTER-ABTEILUNG

Wie i n f rüheren Ausgaben der ZUMANACHRICHTEN wo l len w i r w e i t e r darüber i n -

formieren, ob und zu wel chen ßedi ngungen bestimmte Programmpakete von ZUMA

oder aber u n m i t t e l b a r über d i e H e r s t e l l e r bezogen werden können.

1. Neues Programm: RATE 2.0

RATE i s t e i n Programm zur Schätzung von Parametern verschiedener s tochas t i -

scher Model 1 e des k o n t i n u i e r l ichen Wandel s k a t e g o r i a l gemessener Variablen.

A l l e Modelle, d i e m i t RATE m i t H i l f e von Maximum oder P a r t i a l L i k e l ihood ge-

schä tz t werden, können Veränderungen i n den abhängigen Var iab len durch beob-

achtete exogene oder endogene Var iab len e rk lä ren . RATE kann dazu verwandt

werden, um vor a l lem zwei Typen von Daten zu analys ieren: Ereignisdaten,

b e i denen sowohl d i e genaue Z e i t a l s auch d i e genaue Sequenz der Veränderun-

gen bekannt i s t , und Daten zu Wechseln, be i denen das Z e i t i n t e r v a l l des

Wechsel s bestimmt i s t . Autor des Programms i s t NANCY B. TUMA, S tan fo rd Uni v e r s i t y . Einen Oberbl i c k

i iber methodische Prob1 eme und Anwendungsgebiete von RATE geben : MICHAEL T.

HANNAN & NANCY R. TIIMA. Methods f o r temporal ana lys is . Annual Review o f So-

c io logy , 5, 1979, 303-328.

ZUMA ha t d i e Genehmigung vom Hers te l l e r e rha l ten , das RATE-Programm an aka-

demi sche und gemeinnützige I n s t i t u t e kosten1 OS weiterzugeben. An Interessen-

t e n m i t Siemens-Anlagen u n t e r dem Betr iebssystem BS2000 schicken w i r das Pa-

k e t i n Form eines "TSOSMTM-Bi b l iothekbandes m i t Q u e l l encode, Lademodul und

Testdaten. Für a l l e anderen Rechner können w i r nur den Quellencode

(FORTRAN IV) sowie Testdaten weitergeben.

Ober ZUMA kann das gegenwärtig g ü l t i g e Manual zu RATE 2.0 zu einem ger ing fü -

g igen Betrag bezogen werden. Anfragen r i c h t e n Sie b i t t e an Carol Cassidy.

ZUMA

2. Zusatzinformation über be re i t s beschriebene Programnsysteme

2.1 OSIRIS I 1 1

Das OSIRIS I I I-Software-Paket (Version 2) i s t nun fiür Burroughs B6800/87800-

Anwender verfü,gbar. Informationen über diese Version erha l ten Sie von:

Dr . Wayne T i 1 1 e r Burroughs GmbH Elsenheimer Str . 61 8000 München 21 Tel. (089) 57 40 73

2.2 CLUSTAN l C , Release 2

Se i t 1. J u l i 1980 betragen d i e Anschaffungskosten ( i n US-$) fiür CLUSTAN i n

der Regel :

STATUS Grundgebühr Jähr l i che MIETE

akademische I n s t i t u t e gemeinnützige I n s t i t u t e kommerziel l e I n s t i t u t e

Die Dokumentation kos te t j e t z t 6 engl ische Pfund oder 13 US-Dollars.

NATIONALER SOZIALER SURVEY 1980 - BERICHT OBER ZWEI ZUMA-ARBEITSTAGUNGEN

Der Nat ionale Soziale Survey 1980 i s t a l s Datenquelle für d i e Soz ia l fo r -

schung und d ie Methodenlehre auf e i n großes Interesse gestoßen. Knapp e i n

halb& Jahr nach der Be re i t s t e l l ung der Daten der Umfrage, d i e i m Januar

und Februar durchgeführt worden war, wurden b e r e i t s 29 Datensätze beim.Zen-

t r a l a rch i V f ü r empir i sche Sozial forschung i n Köln angefordert. An d r e i Uni-

ve rs i t ä ten w i rd der Nat ionale Soziale Survey schon i n Lehrveranstaltungen

benutzt.

Um diesem Interesse am Nationalen Sozialen Survey Rechnung zu t ragen und um

e in Forum fiir Anregungen und K r i t i k zu schaffen, wurden be i ZUMA i n diesem

Jahr zwei Seminare durchgefi ihrt: Zunächst e ine i n te rne Arbeitstagung zu me-

thodischen Problemen be i der Durchführung des Pro jek ts (2. - 4. J u l i ) ; dann

ZUMA

e i n Datenkonfrontationsseminar (29. Sept. - 1. Okt.), an dem s ich über zwan-

z i g Fachkol 1 egen aus der Rundesrepubl i k und Westberl i n be te i 1 i gten.

Die Absicht beider Arbeitstagungen, über deren Ergebnisse und Ver1 auf im

folgenden zusammenhängend be r i ch te t wird, bestand i n e i ne r k r i t i s c h e n Aus-

einandersetzung m i t der Entwicklung und Durchfiihrung des Fragenprogramms so-

wie i n der Da rs te l l ung und Diskussion e r s t e r methodischer und i nhal t l i che r

Analysen.

1. Konstruktions- und Durchfiihrungsprobl eme

Reim Nationalen Sozialen Survey s t e l l t e d i e Entwicklung des Fragebogens

n i c h t nur deshalb besondere Probleme, we i l s i ch d i e Umfrage m i t e i ne r gan-

zen Reihe inhal tl i c h verschiedener Themen befaßte, sondern auch wei l es

s i ch um eine Zusammenstell ung v i e l e r " a l t e r " Fragen handelte. Prob1 eme der

F i l t e r f i i h rung und Sukzession sowie der technischen Angleichung von Befra-

gungshil fen und Intervieweranweisungen standen daher im Vordergrund des Vor-

t rages von E r i ka Brückner.

Mehrere Referate waren dem Pre tes t gewidmet. Peter Prü fer ber ich te te über

d i e qual i t a t i ve, Rol f Porst und Peter Schmidt beschrieben den Versuch e ine r

quanti t a t i ven Pretest-Anal yse. War d i e qual i t a t i ve Pretest-Anal yse eher un-

prob1 emati sch , so wurden dagegen Zweifel an der Si nnhaft i gkei t und Zu1 ässi g-

k e i t e iner quant i ta t i ven Pretest-Anal yse geäußert. Insbesondere wurde ge-

f r a g t , ob es s i nnvo l l se i , komplexere s t a t i s t i s c h e Techniken auf einen Pre-

t e s t m i t 67 Befragten anzuwenden. I n diesem Zusammenhang beschäf t ig ten s ich

Porst und Schmidt m i t der Frage nach der Prognosefähigkeit der Pretest-Ana-

l y se f ü r d i e Ergebnisse der Hauptstudie. Durch den Vergleich von Häufig-

k e i t s v e r t e i l ungen, Korrelat ionen und Faktorenanalysen von Pretest f ragen m i t

den entsprechenden Ergebnissen der Hauptstudie s o l l t e n d i e aufgrund des Pre-

t e s t s g e f a l l enen Entscheidungen über das Fragenprogramm der Haupterhebung

h i n t e r f r a g t werden. Dabei gelang es a l l e rd i ngs n i ch t , d e f i n i t i v e K r i t e r i e n

fiir eine Auswahl von Fragen aufgrund e ine r quan t i t a t i ven Pretest-Anal yse zu

exp l iz ie ren. I n der Diskussion wurde i n Frage g e s t e l l t , ob eine faktorenana-

l y t i s c h e Pretest-Analyse be i der geringen Fa1 1 zahl zu läss ig se i . S t a t t Kor-

r e l at ionen sei es sicher1 i c h unproblemati scher, Kovarianzen zugrundezul e-

gen. Außerdem müsse be i einem Vergleich zwischen Pre tes t und Hauptstudie

ZUMA

der Re1 i a b i 1 i t ä t der Skalen mehr Beachtung geschenkt werden. Vorgeschl agen.

wurde, aus der ~ d u ~ t s t u d i e nach Zu fa l l 67 Befragte auszuwählen, um deren

Analyse m i t der der Pretest-Stichprobe zu vergleichen.

Eleonore Grimm ber ich te te über d i e Erfahrungen m i t dem Nationalen Survey

aus der S ich t des m i t der Fe ldarbe i t beauft ragten I n s t i t u t s (GETAS). Der ge-

nerel l e Konf l i k t zwischen den Informationsansprüchen der "Wissenschaft1 e r "

und der damit verbundenen komplexen Fragebogengestaltung auf der einen Sei-

t e und den "menschl ichen Schwachstel l en " be i der Datenerhebung und -aufbe-

r e i t ung auf der anderen konnte auch am Be isp ie l d ieser Umfrage l e i c h t exem-

p l i f i z i e r t werden. A l le rd ings se t z t das P r i nz i p der Repl i k a t i o n von Fragen

enge Grenzen fiir Korrekturen.

M i t Prob1 emen der Datenaufberei tung beschäft igten s i ch Eberhard Gabel und

Rol f Uher (Zentral a rch i V). Gabel s t e l l t e Vorgehenswei Sen und Schwierigkei-

ten bei der Datenbereinigung dar und be r i ch te te über d i e Erfahrungen, d i e

ZUMA bei der Konstrukt ion entsprechender Fehl ersuchprogamme gesammel t hat.

Uher s t e l l t e das maschi nenl esbare Codebuch des Nationalen Sozialen Survey

vor, das j e t z t v o r l i e g t und über das Zent ra la rch iv i n Köln beziehbar i s t .

2. Ausfal lsanalyse und Gewichtung

Gegenstand der Referate von Hans-Peter Kirschner waren Ausfal lsanalyse und

Gewichtung. Es wurde demonstr ier t , daß . a l l e i n schon wegen des zugrundelie-

genden Stichprobenpl ans (ADM-Mastersampl e) e ine Gewichtung notwendi g wi.rd , wenn man aus der Stichprobe Randverteilungen schätzen möchte. Kirschner

zeigte, daß dabei d i e Genauigkeit der Schätzwerte s ta r k von der Ver te i lung

der jewe i l igen Variablen abhängt, und daß d i e Theorie b e r e i t s sagt, wann un-

t e r diesem Stichprobenpl an m i t zuverlässigen bzw. weniger zuverlässitgen

Schätzwerten zu rechnen i s t . Häuf ig w i rd versucht, d i e Genauigkeit durch Ge-

wichtungen zu erhöhen, d i e n i c h t ijber den Stichprobenplan begründet werden.

Diese A r t der Gewichtung i s t recht a r b i t r ä r . Um zumindest abschätzen zu kon-

nen, welche E f f ek te d i e verschiedenen Sp ie la r ten solcher Gewichtungen ',ha-

ben, wurde e i n einfaches K r i t e r i um angegeben, m i t dessen H i l f e man unter be-

stimmten Bedingungen den Unterschied von gewichtet errechneten und ungewi~ch-

t e t errechneten Prozentzahlen vorhersagen kann.

ZUMA

Kirschner wies darauf h in , daß d i e über den Stichprobenplan begründeten Ge-

wichtungen nicht-st ichprobenneutral e Ausfä l le unberücksicht igt lassen. Er

zeigte, wie man m i t zusätz l ichen Substitutionsgewichten ausgefallene Einhei-

ten der ersten Erhebungsstufe (Pr imäreinhei ten) erfassen kann. Daß d i e Si-

t u a t i o n auf der f o l genden Erhebungsstufe (Haushalte) bei den Ausfäl l e n wei-

t e r e r Nachforschungen bedarf, wurde anhand von Kontaktver l aufsmustern f ü r

d i e r e a l i s ie r t en Befragungen darges te l l t.

Anschließend wurde d i e Eignung des Stichprobenplans f ü r Repl ikat ionen an-

hand von f ü n f Studien unter Ei nschl uß des Wational en Sozi a l en Survey unter-

sucht. Kirschner f üh r t e aus, daß f ü r d i e prozentuale Ver te i lung von Haus-

hal tsgrößen fijr bestimmte A l te rs - und Geschlechtsgruppen d i e Studien aus

den Jahren 1976-1980 d i e zu erwartende S t a b i l i t ä t aufweisen und dies a l s

e i n I nd i ka to r fiir d ie Replikationseignung des Designs verstanden werden

kann.

Abschließend wurden i n - dem Referat Prozentzahlen f ü r A l te rs - und Ge-

schlechtskohorten aus dem Mikrozensus 1978 vergl ichen m i t gewichteten und

ungewichteten Prozentzahlen aus der Stichprobe. Es wurde gezeigt , daß d i e

( t heo re t i sch begriindete) Umgewichtung von der Haushal t s - auf d i e Personen-

st ichprobe prak t isch zu Schätzwerten f üh r t , d i e e iner Haushal tstotalerhe-

bung entsprechen, daß also Abweichungen des gewichteten Datensatzes vom Mi-

krozensus durch Ausf ä l l e b e r e i t s auf Haushal tsebene hervorgerufen werden.

Diese Nachprüfungen s tu t z ten s i ch auf d i e im Datensatz enthal tene Haushalts-

1 i ste. Kirschner s t e l l t e ferner auf d ieser Rasi s durch mehrfache Simulat ion

des sog. "Schwedenschliissel s" f es t , daß e in i ge der. Kohorten für a l l e Simula-

t ionen entweder i iber oder un ter den Prozentwerten des Or ig ina l -Datensatzes

l iegen. Eine endgül t ige I n te rp re ta t i on dazu konnte noch n i c h t gegeben wer-

den. Es wurde aber festgehal ten, daß i n den betrachteten Schätzwerten a l -

l e i n durch d i e l e t z t e Stufe des Stichprobenplans - r e i n z u f ä l l i g - Va r i a t i o -

nen i n der Gri-ißenordnung von 1 % au f t r e ten können.

I n der Diskussion wurde zusammenfassend dargelegt , daß der Datensatz be i

den bisher igen Val id i tä tsprü fungen im Rahmen a l l e r b isher igen Erfahrungen

b l ieb, daß d ie r o u t i n i s i e r t e n Gewichtungsprozeduren n i ch t f ü r a l l e Varia-

b l en s i nnvo l l se in können, daß der Stichprobenpl an für Repl i kat ionen geeig-

ZUMA

net e rsche in t , daß durch n ich t -s t i chprobenneut ra l e Aus fä l l e etwa d i e Gruppe

der mindestens 70- jähr igen Frauen d e u t l i c h b e t r o f f e n i s t , und daß b e i der

Schätzung von prozentualen Kohortenantei 1 en m i t r e i n z u f ä l l i g bedingten Un-

genauigkei ten i n der Größenordnung von wenigstens einem Prozent gerechnet

werden muß.

Inha l tl iche Analysen

Während der e r s t e n Arbei ts tagung im Jun i h i e l t s i c h Louis Guttman (Jerusa;

lern) be i ZUMA auf und stand den Seminarte i l nehmern f ü r Einzel beratungen

iiber Probleme der natenanalyse des Nat ionalen Survey zur Verfügung. Außer-

dem h i e l t e r (zusammen m i t Shlomit Levy) einen Vor t rag über d i e Anwendung

des "mapping sentence approach" be i der Auswertung der Daten des Survey.

Guttman e r l ä u t e r t e zunächst das Verfahren der Mapping-Sentence-Analyse und

gab Demonstrationsbei s p i e l e aus dem Bereich der Umfrageforschung. Anschl i e -

ßend s t e l l t e e r e i n e Mapping-Sentence-Rekonstruktion f ü r den Nat ionalen Sur-

vey vor, i n der d i e meisten w ich t igen Var iablen des Instruments berücksich-

t i g t wurden. Diese S t r u k t u r i e r u n g s t e l l t ei'n theore t i sches Gerüst f ü r d i e

möglichen Beziehungen zwischen den verschiedenen i n h a l t l i c h e n Komplexen des

Fragenspektrums des Survey dar. Zug1 e i c h macht der mapping sentence "Lük-

ken" im Fragenprogram d e u t l i c h , was Lou is Guttman zum Anlaß nahm, a u f d i e

h e u r i s t i s c h e Redeutunq der Mapping-Sentence-Strukturierung b e r e i t s b e i der

Fragebogenkonstruktion oder b e i dem Entwurf von Wiederholungsstudien h inzu-

weisen. Guttman v e r t r a t entschieden den Standpunkt, daß dem mapping senten-

ce approach b e i der Wei te ra rbe i t am Nat ionalen Sozia len Survey v e r s t ä r k t Be-

achtung geschenkt werden s o l l t e , und daß d i e Konzeption des Survey h ier- für

besonders geeignet sei . Inw iewe i t der Ansatz be i der Analyse der Daten zu

brauchbaren Ergebnissen f i i h ren kann, muß e ine Frage b le iben , d i e e r s t beant-

wortbar i s t , wenn d e r a r t i g e Analysen t a t s ä c h l i c h durchgeführt werden.

Hans-Dieter K l i ngemann befaßte s i c h i n seinen Vorträgen über s o z i a l e Topol o-

g i e m i t der Auswertung der "Links-Rechts-" und der neuen "Oben-Unten-Ska-

l a u . Nach einem Exkurs über b io log ische , k u l t u r e l l e und s o z i a l e Aspekte der

Wahrnehmung der Dimensionen L i nks-Rechts und Oben-Unten s t e l l t e Kl i ngemann

e r s t e Analysen d ieser Skalen m i t Survey-Daten vor. D ie Oben-Unten-Skal a e r -

wies s i c h a l s i n etwa symmetrisch zu e i n e r r e l a t i v b r e i t e n M i t t e l katteg0ri.e;

d i e Links-Rechts-Skala h a t t e e inen Modus, der etwas r e c h t s von der M i t t e an-

ZUMA

g e s i e d e l t war. D ie E ins tu fung au f der Oben-Unten-Skal a s t e h t i n d e u t l ichem

Zusammenhang m i t dem Einordnungsberuf des Befragten sowie seiner Subjekt i-

ven Sch ich te i nstufung. Es ergeben s i c h außerdem Zusammenhänge zwischen der

Oben-Unten-Wahrnehmung und den E i n s t e l l ungen über s o z i a l e Gerech t igke i t ,

n i c h t jedoch m i t denen Gber s o z i a l e K o n f l i k t e . D ie Einstufung au f der L inks-

Rechts-Skal a k o v a r i i e r t demgegenüber m i t der Wahl abs ich t und der Kirchgangs-

h ä u f i g k e i t . Außerdem f inden s i c h d i e bekannten K o r r e l a t i o n e n zwischen der

Links-Rechts-Skal a und der Bewertung der pol i t i schen Parte ien. Kl inge-mann

v e r t r a t d i e Auffassung, daß es t r o t z der Anbindung der zweidimensionalen so-

z i a l e n Topologie an s u b s t a n t i e l l e Var iablen f r a g l i c h s e i , ob d i e Befragten

s i c h i n jedem F a l l darüber im ,k la ren seien, was d i e Dimensionen Links-

Rechts und Oben-Unten e i g e n t l . ich f ü r s i e bedeuteten. Entsprechend schwier ig

se i auch d i e I n t e r p r e t a t i o n der beiden Dimensionen und der gefundenen Zusam-

menhänge. Sein Vorschlag war, daß n i c h t nur d i e Einstufungen s e l b s t a u f den

beiden ( i m übr igen or thogonalen) Skalen zu e r f ragen seien, sondern daß auch

d i e Assoziat ionen der Befragten m i t den Raumachsen i n o f fenen Zusätzen e r -

f a ß t werden s o l l t e n . Darüber hinaus wurde i n den Diskussionen zu K l inge-

manns Be i t rägen d e u t l i c h , daß der Versuch e i n e r räuml ichen Repräsentat ion

der gese l l s c h a f t l ichen Se1 bstzuordnung i n besonderem Maße m i t dem Problem

der Skal enei genschaften und des Skal enni veaus k o n f r o n t i e r t i s t . E i n Refera t von Ursu la Hoffmann-Lange b e s c h ä f t i g t e s i c h m i t i n h a l t l i c h e n Er-

gebnissen aus dem P o l i t i k b e r e i c h . S ie s t e l l t e zunächst f e s t , daß d i e Frage

nach der Wahlabsicht a l s Erk lä rungsvar iab l e ungeeignet s e i , w e i l s i e ke ine

d e u t l ichen K o r r e l a t i o n e n zu anderen Var iab len des Pol i t i k b e r e i c h e s aufwei-

se. S i e schlug vor, d iese Frage durch e i n e Frage nach der P a r t e i i d e n t i f i k a -

t i o n zu ersetzen. D ie zusammengefaßten Postmater ia l i smus-Variabl en k o r r e l i e -

ren d e u t l i c h m i t der Forderung nach Todesstrafe fü r T e r r o r i s t e n , dem A l t e r

und der Schulbi ldung. Insgesamt a l l e r d i n g s konnten i m Pol i t i k b e r e i c h - zu-

mindest v e r m i t t e l s b i v a r i a t e r Analysen - ke ine a u f f ä l l i gen Zusammenhänge

nachgewiesen werden.

Al s Kommentar zur Theor ie und Empir ie von Erz iehungszie l en verstand Tino Rargel (Konstanz) seinen Vor t rag ijber "Erz iehungszie l e a l s Werti n d i kato-

ren". Erz iehungszie l e seien i n s t r u m e n t e l l e Werte, denen z e n t r a l e Bedeutung

b e i der S o z i a l i s a t i o n a l s V e r m i t t l ung von Indiv iduum und Gesel l Schaf t zukom-

me. S ie seien zug le ich Wer t ind ika to ren f ü r soz ia len Wandel und Wer to r ien t ie -

ZUMA

rungen von Gesellschaften. Von daher se i es notwendig, daß d i e Var iable "Er2

ziehungsziel e" zum festen Bestandtei l des Nationalen Survey werde. D ie Ope-

r a t i ona l i s i e rung des Nationalen Survey 1980 lehnte Bargel al1,erdings weitge-

hend ab, wei 1 s i e den angeziel ten Werteraum n i ch t v o l l s tändig dargestel 1 t

habe. So se i etwa d i e theore t isch zu erwartende und empirisch nachgewiesene

Dimension "Prosozial i t ä t " im Nat ionalen Survey aufgrund der Item-Auswahl

n i ch t abgebildet. Die Wahl der Skal ierung (Einzel beu r te i l ung, p icking, ran-

k i ng ) .mache, so Bargel , nach a l l e n Erfahrungen wenig Unterschied.

Die "Binnenstruktur von Mater ia l ismus-Postmaterial ismus" untersuchte Hans Die te r Roensch (B ie le fe ld ) , a l l e rd i ngs n i ch t auf der Basis des National'en

Survey, sondern anhand von Ergebnissen aus eigenen Untersuchungen. Dabei

b i l d e t e e r zunächst einen Mater ia l ismus-Postmaterial i smus-Score im Sinne In-

g lehar ts und kam zu dem Ergebnis, daß der Unterschied zwischen Mater ia l i-

sten und Postmater ia l i s ten n i ch t darauf beruhe, welche der vorgegebenen po-

l i t i schen Z ie l e a l s w ich t ig , sondern darauf, welche a l s unwicht ig e rachte t

wiirden. M i t H i l f e e i ne r Faktorenanalyse ze ig te Roensch auf, daß sowohl un-

t e r den mater ia l i s t i s chen wie auch unter den postmater ia l i s t i s chen Items j e -

wei 1 s "deprivationsbezogene" und "wertbezogene" pol i t i sche Z ie l e g le ichze i -

t i g auszumachen seien. Er kam zu dem Schluß, daß der von Ing lehar t behaupte-

t e Gegensatz zwischen Mater ia l i sten und Postmateri a l i sten s i c h zumi ndest i n

seinen eigenen Untersuchungen n i c h t bes tä t igen lasse. An diesem Punkt setz-

t e a l l erdings d i e K r i t i k der Seminarte i l nehmer an: Da Roensch n i c h t I ng l e-

ha r t s Vorgehensweise angewandt habe (z.B. andere Skal ierung) , se i es auch

n i c h t verwunderl i ch , daß d i e Ergebnisse von denen I ng l eharts abwichen. Da

man Ing lehar t nur k r i t i s i e r e n könne, wenn man seine Methode r e p l i z i e r e , se i

Roenschs K r i t i k an dem Konzept von Mater ia l ismus-Postmaterial ismus n i ch t

überzeugend. Wünschenswert wäre eine Untersuchung, i n der beide Konzepte be-

r i i c ks i ch t i g t werden, so daß d i e Ergebnisse vergl ichen werden könnten.

Den gle ichen i n h a l t l ichen Bereich bearbei tete Manfred Küchler (Frank fur t )

i n seinem Vortrag iiber "Determinanten des Postmaterial ismus" m i t einem Ana-

l yseverfahren f ü r n ich t -met r i sche Daten (GSK-Model l ) . Küchl e r er1:auterte

d i e Anwendung des GSK-Modell s zunächst a l lgemein und s p e z i f i z i e r t e es dann

f ü r d i e Mater ia l ismus-Postmaterial ismus-Daten des Nationalen Survey. Bei

der Ausprägung "Postmaterial ismus" s t e l l t e Küchler einen starken Zusammen-

hang m i t Bi ldung und A l t e r f e s t , wobei zwischen diesen beiden Var iablen e i n

ZUMA

In te rak t ionsef fek t nachzuweisen war. Bei der Ausprägung "Mater ia l i smus" i s t

der A l t e r se f f ek t von Bi ldung unabhängig, s t a t t dessen gewinnt d i e Var iable

Geschlecht an Bedeutung.

Auf der Basis e iner ausführ l ichen Datendokumentation unternahm Wolfgang

Bracht l (Mannhe,im) einen Vergleich zwischen dem Wohl fahrtssurvey 1978 und

dem Wohl fahrtssurvey 1980 sowie zwischen 1 etzterem und dem Nationalen Sur-

vey. Der Vergleich bezog s i ch auf d i e inha l tl ichen Bereiche "Mater ia l i smus-

Postmaterial i smus" und "Wahrnehmung von Konf 1 i ktgruppen". Al s Ergebnis konn-

t e Bracht l fes tha l ten, daß im P r i n z i p keine wesentl ichen Veränderungen zwi-

schen 1978 und 1980 zu beobachten seien, und daß auch beim Vergleich des

' 80er Wohl fahrtssurvey m i t dem Nationalen Survey keine bemerkenswerten Un-

terschiede auf t reten.

Ebenfal l s m i t Vergleichen zwischen ers ten Ergebnissen des National en Survey

1980 m i t denen f rüherer Erhebungen beschäf t ig te s i ch Ro l f Porst. I n Bezug

auf d i e betrachteten Var iablen 1 ießen s i ch i n der Regel keine a u f f ä l l igen

Veränderungen über d i e Ze i t nachweisen, a l 1 e rd i ngs s ind d i e verfügbaren Da-

t en n i ch t a l l e i n g le icher Weise zei t r e i henfähig. Umformul ierungen der

Fragentexte, Unterschiede i n den benutzten Skal ierungsverfahren sowie vor

a l lern d i e unterschied1 ichen Befragtenpopul at ionen erschweren den Versuch,

Daten aus verschiedenen Untersuchungen f ü r Langzei tvergle iche auszunutzen.

I n der Diskussion wurden Vorschläge e r ö r t e r t , wie man s i ch diesem Problem

(z.B. durch Subgruppenanalyse) und seiner Da rs te l l ung (z.B. durch genauere

Betrachtung der V e r t e i l ungsmuster) angemessener annähern könnte. Außerdem

wurde d i e Mögl ichkei t d i s k u t i e r t , den Nationalen Survey zumindest t e i l w e i s e

a l s Panel untersuchung anzulegen, e i n Vorschlag, dessen Real i sierung zur

Z e i t zwar n i c h t beabs ich t ig t se i , aber p r i n z i p i e l l a l s überlegenswert beur-

t e i l t wurde.

4. Methodenprobl eme

E x p l i z i t m i t den methodischen Problemen des Nationalen Survey a l s e i ne r Re-

p l i ka t i onss tud ie befaßte s ich Kar1 U l r i c h Mayer. Der i n dem Seminar so

apostrophier te "Rep l ika t ions ter ror " , der f ü r exakte Ze i tverg le iche uner l äß-

1 i c h sei , könne zum T e i l dadurch gemi ldert werden, daß durch Doppelmessun-

gen von Var iablen (so z.B. Oben-Unten-Skal a und herkömmliche sub jek t ive

ZUMA

Schi c h t e i nstufung) und d i e Verwendung von Frageformul ie rungsvar ian ten im

"Spl i t - h a l f " -Verfahren angemessenere Instrumente i n ihrem E i n f l uß g e p r ü f t

werden. Neben den üb1 ichen Randvertei 1 ungsvergl eichen wurden f ü r d i e beim

Nat ionalen Survey vor1 iegenden Fragen-"spl i t s " 109-1 ineare Model 1 e errech-

net. Solche Model 1 e er1 auben es, Formul ie rungse f fek te von Stichprobeneffek-

t e n zu trennen. Im Ergebnis z e i g t e s ich , daß nur b e i dem Fragenkomplex zur

Wahrnehmung von Konf l i k tg ruppen größere Abweichungen auf Grund l e i c h t un te r -

schied1 i c h e r Fragentexte ( " In te ressenkonf l i k t e " vs. "Interessengegensätze")

au f t ra ten .

Pe te r Schmidt h i e l t e i n Refe ra t über s o z i a l e Wünschbarkeit und response-set-

Tendenzen. Er versuchte, den Ei nf 1 uß des response-set-Faktors 'Sozia le

Wiinschbarkei t " m i t t e l s Faktorenanalyse d a r z u s t e l l en und zu überprüfen, wel-

che E f f e k t e s o z i a l e Wünschbarkeit au f ausgewählte E i n s t e l l ungsvar iablen des

Nat ionalen Survey habe. Der E i n f l u ß des Wünschbarkeitsfaktors erwies s i c h

dabei a l s minimal. Es wurde vorgeschlagen zu überprüfen, ob e i n Zusamme.n-

hang bestehe zwischen s o z i a l e r Wunschbarkei t und Bi1 dungsni veau des Befrag-

t e n sowie der Anzahl der heim I n t e r v i e w anwesenden Personen.

M i t der Frage, ob man d i e Wohnquartierbeschreibung a l s M i t t e l zur Messung

s o z i o l ogischer Merkmal e von A u s f ä l l en verwenden könne, befaßte s i c h Jürgen

Hoffmeyer-Zl o t n i k. Die Wohnquart ierbeschrei bungen wurden dem Kontaktproto-

k o l 1 des Fragebogens entn'ommen (Ortstyp, Wohngegend , Haustyp der Umgebung,

Qual i t ä t der Wohngegend, Haustyp) . P r a k t i s c h unwidersprochen s t e l l t e der Re-

f e r e n t d i e Brauchbarkei t des gesamten Instruments i n Frage: d i e Zuordnuag,en.

zu den einzelnen Kategor ien der j e w e i l i gen Var iab len seien o f t w i l l küv l i c h

und i n s i c h w idersprüch l i ch , ebenso d i e Zuordnungen zwischen einzelnen Fra-

gen. Hof fmeyer-Zlotn ik f o r d e r t e deshalb, daß man zur Beschreibung des Wohn-

q u a r t i e r s v ö l l i g neue Fragenbat ter ien entwickel n müsse. I n Umrissen s t e l l t e

e r e i n a l t e r n a t i v e s Instrument vor , m i t dem d i e Frage, w ie man über e i n e

Wohnquartiersbeschreibung auf den sozioökonomischen Status der Bewohner d i e -

ses Wohnquartiers schl i eßen könne, besser zu beantworten se i . Zu fragen

habe man nach der Lage des Gebiets i n der S tad t oder z u r Stadt , nach A r t

und Qual i t ä t der Verkehrss t ruk tu r , nach Bebauungsdichte, Baual t e r und Bauzu-

stand der umstehenden Gebäude, nach der A r t der Landnutzung (Wohn- oder

Mischgebiet) sowie nach der Ortsgröße. I n der Diskussion wurde d i e Notwen-

d i g k e i t e i n z e l ner d i e s e r a l t e r n a t i v e n Var iablen i n Frage g e s t e l l t. Es wurde

ZUMA

deswegen der Vorschlag gemacht, F ragenbat te r ien zur Beschreibung des Wohn-

q u a r t i e r s i n k l e i n e n 1 okal en Bereichen m i t bekannten s o z i a l s t r u k t u r e l l en Zu-

sammensetzungen zu überprüfen.

E i n komplexes Modell zur Oberprüfung von In te rv iewere f fek ten l e i t e t e H. Es-

ser (Duisburg) aus e i n e r Theor ie des Antwortverhal tens a l s Entscheidungspro-

blem ab. I n diesem Modell, das insgesamt e inen N u l l - E f f e k t bewirke (d.h.

zwischen den einzelnen T e i l e n des Modells bestehen d e u t l i c h e Beziehungen,

d i e s i c h insgesamt aber gegense i t ig aufheben), s p e z i f i z i e r t e Esser personel-

1 e und i n t e r a k t i o n e l l e Faktoren zur Beei n f 1 ussung von Antwortverhal ten. Ne-

ben der K r i t i k an e inzelnen T e i l e n des Model ls fanden zwei g e n e r e l l e K r i t i k -

punkte Beachtung: Zum einen berücks ich t ige das Modell n i c h t , daß der Ein-

f l u ß des I n t e r v i e w e r s b e r e i t s vor dem Beginn des Gesprächs s e l b s t e insetze,

zum andern s e i das Modell zu s t a t i s c h . D ie I n t e r v i e w - S i t u a t i o n müsse a l s

e i n Prozeß verstanden werden, so daß darauf zu achten se i , daß s i c h das Mo-

de l l s e l b s t i n der In te rv iew-S i t u a t i on s t ä n d i g ändere. Dieses Argument wur-

de von Esser m i t dem Einwand zurückgewiesen, daß d i e Opera t iona l i s ie rung e i -

nes solchen dynamischen Model ls techn isch n i c h t duchführbar se i .

M u l t i v a r i a t e Modelle zur Oberprüfung von In te rv iewer -E f fek ten au f d i e Ant-

worten der Befragten s t e l l t e n Vo lker Schanz und Pete r Schmidt vor. Dabei

gingen s i e zunächst von einem Model 1 aus, i n dem verschiedenen demographi-

schen Merkmalen des Befragten e i n E i n f l uß auf e ine E i n s t e l l ungsvar iabl e un-

t e r s t e l l t wurde, d. h. von einem Model 1 , das noch ke ine Interviewer-Merkmale

e n t h i e l t . Danach e r w e i t e r t e n s i e das Model 1 durch Hinzunahme s o z i a l s t r u k -

t u r e l l e r Merkmale des In te rv iewers , E i n s t e l 1 ungsvar iabl en des In te rv iewers

und durch d i e i n der L i t e r a t u r d i s k u t i e r t e "Soz ia le Wünschbarkeit". Bei der

Oherprüfung d i e s e r Modelle konnten Hypothesen über s i g n i f i k a n t e In te rv iewer -

E i n f l i i s s e wider1 e g t werden. Dies wurde i n der Diskussion u n t e r anderem dar-

auf zur i ickgef i ihr t , daß der E i n f l uß n ich tverba l e r Kommunikation m i t den vor-

g e s t e l l t e n Model l e n n i c h t gemessen werden könne. Oberraschend war a l l e r -

d ings, daß der Fak to r " l i b e r a l e Erz iehungszie le" der I n t e r v i e w e r i n der b i -

v a r i a t e n Analyse etwa 11 % der In te rv iewere in f lüsse e r k l ä r t .

Der vorstehende B e r i c h t wurde von R o l f Porst ve r faß t , der a l s Pro jek tmi ta r -

be i t e r den Nat ionalen Sozia l en Survey be t reu t .

ZUMA

ANKONDIGUNG EINER ZUMA-ARBEITSTAGUNG OBER LISREL VOM 30.3.1981 - 2.4.1981

Gegenstand der Arbeitstagung b i l d e t d i e s t a t i s t i s c h e Behandlung der k o n f i r -

matorischen und m-Gruppen-Faktorenanalyse, der Pfadanalyse und von St ruk tur -

g l eichungsmodell en. Es werden verschiedene Model 1 e und Methoden behandelt , d i e s i ch i n den Sozialwissenschaften a l s zunehmend nütz1 i c h erweisen. Dabei

werden s t a t i s t i s c h e Prob1 eme der I d e n t i f i k a t i o n , Schätzung und Testung von

Koeff iz ienten i n so1 chen Model 1 en behandelt. Die mathemati sch-s ta t i s t i schen

Grund1 agen werden kurz behandelt. Der Schwerpunkt 1 i e g t auf der prakt ischen

Anwendung von Techniken und dem Programm LISREL a l s M i t t e l sozialwissen-

scha f t l i che r Forschung. Der Kurs w i rd i n der Form von Vorlesungen und Compu-

terübungen abgehalten. Die Computerübungen beziehen s ich auf d e t a i l l i e r t e

Be isp ie le un ter Verwendung des Programms LISREL I V .

Das Programm LISREL I V t e s t e t verschiedene Model 1 e für 1 ineare s t r u k t u r e l l e

Beziehungen zwischen quant i ta t i ven Variablen. Die Var iablen se lbs t können

d i r e k t meßbar oder Konstrukte sein. Das Programm kann eine Reihe von Model - l e n schätzen, z.R. Regressionsrnodel l e , Pfadmodel l e , rekurs ive und n i ch t re -

kurs ive ökonometrische Modelle, Faktorenanalyse und Kovar ianzstruktur-

model 1 e.

Dozenten sind:

Prof. U.B. Jöreskog Professor f ü r S t a t i s t i k , Un i ve rs i t ä t Uppsal a

Dr. D. Sörbom Research Associate, Un i ve rs i t ä t Uppsal a

Zielgruppe: Benutzer von mu l t i va r i a ten Verfahren m i t Grundkenntnissen i n Ma-

tr izenrechnung und mu l t i va r i a ten s ta t i s t i s chen Verfahren. Unterr ichtsspra-

che i s t Englisch.

Fahrt- und Aufenthal tskosten müssen von den Te i l nehmern se lbs t getragen wer-

den, d. h. bei ih ren He imat ins t i tu t ionen beantragt werden. I n begründet'en

Ausnahmefällen i s t e ine t e i l weise Ers ta t tung der Reise- und Aufenthal tsko-

sten durch ZUMA möglich.

Interessenten wenden s i ch b i t t e b i s zum 15.1.1981 an Peter Schmidt.

ZUMA

FOURTH ANNUAL SCIENTIFIC MEETING OF THE INTERNATIONAL SOCIETY OF POLITICAL

PSYCHOLOGY: GUIDELINES FOR PARTICIPATION*

The fou r th annual sc ien t i f i c meeti ng o f the In ternat iona l Society o f Pol i ti-

cal Psychology (ISPP) w i l l be June 24-27, 1981, a t t he Un ivers i ty of Mann-

heim. The program CO-chairmen are M. Kent Jennings and Hans-Dieter Klinge-

mann. Their addresses are as fol lows:

Professor M. Kent Jennings Professor Hans-Dieter Klingemann

Center f o r Pol i t i c a l Studies Zentral i n s t i t u t für Sozial wi ssen-

I n s t i t u t e fo r Social Research schaf t l iche Forschung ( Z I 6)

Uni versi t y of Michi gan Fre ie Un i ve rs i t ä t Ber l i n

Ann Arbor, M I 48106 Babel sbergerstr. 14-16

U.S.A. D-1000 Ber l i n

Federal Republ i C o f Germany

A l 1 1 ocal arrangements, i ncl uding the Conference Secretar iat , are under the

d i r e c t i o n o f :

Professor Max Kaase

Lehrstuhl f ü r Po l i t i s che Wissenschaft

und In ternat iona l Vergleichende Sozial forschung

Un ive rs i t ä t Mannheim

D-6800 Mannheim 1

Federal Republ i C o f Germany

*Vom 25. -27. September 1980 hat ZUMA einen "Round Tab1 e Pol i t i sche Psychol o- g ie" veransta l te t (vg l . ZUMANACHRICHTEN 6). Ein Z ie l dieses Rundgesprächs , an dem s ich etwa 30 Wissenschaftler aus der Bundesrepublik be te i l i g ten , bestand dar in, den deutschen Be i t rag zur 4. Jahrestagung der In ternat iona l Society o f P o l i t i c a l Psychology, d ie im Juni 1981 i n Mannheim abgehalten wird, zu koordinieren und auf eine rege Betei l igung an diesem Kongreß hin- zuwirken. Im Sinne dieser Bemühungen drucken w i r d i e nachfolgenden R i c h t l i - n ien f ü r d i e Teilnahme an dem Jahreskongreß ab, d i e uns von der In ternat io - nal Society o f Pol i t i c a l Psychol ogy zur Verfügung geste l l t wurden.

ZUMA

The f o l l o w i n g gu ide l ines a r e intended t o a s s i s t you i n p a r t i c i p a t i n g i n

t h e program and t o h e l p us con t inue t o have an e x c i t i n g and h i g h q u a l i t y

meeti ng.

Substant ive C r i t e r i a

We are i n t e r e s t e d i n papers, panel s, roundtabl es, workshops, in fo rma l

conversa t ion hours, and addresses t h a t exp lo re t h e r e l a t i o n s h i p s between

psychol og ica l and pol i t i c a l phenomena. The c o n t r i b u t i ons can be empi r i c a l , t h e o r e t i c a l , o r methodological. They can consider a s h o r t o r l o n g te rm so-

c i a l issue.

Given t h e wide range o f t o p i c s o f i n t e r e s t t o members o f ISPP, i t i s im-

p o r t a n t t h a t t h e sessions a t our meetings r e f l e c t t h i s d i v e r s i t y . I f your

research area has no t been adequately represented a t t h e previous two meet-

ings, now i s t h e t i m e t o propose an a c t i v i t y i n t h a t area. We a l s o b e l i e v e

t h a t t h e sessions a t t h e meeting should i n v o l v e t h e shar ing o f ' i d e a s across

d i s c i p l ines, between academics and nonacademics, and t ransnat iona l l y .

Procedural C r j t e r i a

Panels. Persons wishing t o organize a panel a t t h e 1981 meeting should

send a 200-300 word d e s c r i p t i o n o f t h e i r panel idea and a l i s t o f persons

who w i l l be asked t o p a r t i c i p a t e t o Jennings o r Klingemann. I n designing

your panel , consider t h e f o l lowing: 1) There should be a t l e a s t t h r e e and

no more than f i ve paperreaders on a panel ; 2) t h e r e should be a t l e a s t one

d iscussant on a panel; 3) a panel should have represen ta t i ves from

than one d i s c i p l i n e ; 4) where poss ib le a panel should have p a r t i c i p a n t s

f rom more than one country; 5 ) where p o s s i b l e a panel should i n c l u d e nonaca-

demics as w e l l as academics; 6 ) papers on a panel must be o r i g i n a l con t r ibu-

ti ons.

Roundtables. Persons i n t e r e s t e d i n o rgan iz ing a roundtabl e a t t h e 1981

meeting should submit a 200-300 word d e s c r i p t i o n o f t h e i r roundtab le idea

as we l l as a l i s t o f t h e persons who w i l l be asked t o p a r t i c i p a t e t o

Jenni ngs o r K l ingemann. Roundtabl es should probabl y n o t exceed seven p a r t i - c ipants. Consider t h e c r i t e r i a 3-5 l i s t e d above under Panels i n des ign ing

ZUMA

your roundtable. I n descr ib ing your roundtable idea, note what k inds o f pre-

para t ion w i l l be required o f each pa r t i c i pan t p r i o r t o the roundtable.

Roundtables i n which pa r t i c i pan t s do some advance preparat ion w i l l rece ive

p re fe ren t i a l consi derat ion.

Papers. Persons i n te res ted i n present ing a paper a t the 1981 meeting but

not i n t e res ted i n organiz ing a panel o r roundtable should submit a 200-300

word abs t rac t o f t h e i r paper t o Jennings o r Klingemann. I f t he paper t o p i c

f i t s w i t h i n the domain o f an already approved panel, the abs t rac t w i l l be

forwarded t o the chairperson o f t h e panel f o r considerat ion. Otherwise (and

i f a chairperson cannot accomodate a paper), Papers on s i m i l a r t op i cs t h a t

are deemed o f s u f f i c i e n t q u a l i t y t o be included i n the program w i l l be

grouped i nto panel s.

Workshops, Informal Conversation Hours. Al though panel s and roundtabl es

are the more usual types o f sessions a t professional meetings, we should

not l ose s i gh t o f t he f a c t t h a t they are, a t t imes, inappropr ia te vehic les

f o r what we want t o do. We encourage c r e a t i v i t y . I f you are in te res ted i n

demonstrating a new technique, i n d ia logu ing w i t h in te res ted others over a

new research idea, etc., send a 200-300 word desc r i p t i on o f what you want

t o do t o Jennings o r K l ingemann f o r considerat ion. I n your statement, i n d i -

cate what types o f persons might be in te res ted i n p a r t i c i p a t i n g i n the ses-

s ion you are planning. I f you would be asking others t o p a r t i c i p a t e i n t he

session, note who they are.

Addresses. Are there noted pol i t i c a l psychol og i s t s (academics, pol icyma-

kers, c l i n i c i a n s , j ou rna l i s t s , etc.) whom you would l i k e t o See address the

1981 meeting? If so, send a 100-200 word statement t o Jennings o r Kl inge-

mann i n d i c a t i n g who the Person i s and why you t h i n k he/she should be i n v i t -

ed t o g i ve an address. Note i f you know the i nd i v i dua l personally. Also i n -

d i ca te i f you would be w i l l i n g t o contact the i nd i v i dua l , Set t ing up t he ad-

dress.

Chairperson o r Discussant. If you are in te res ted i n ac t ing as a chairper-

son o r discussant on a panel wi thout organiz ing t he session, send Jennings

o r Kl ingemann a 100-150 word desc r i p t i on o f your areas o f i n t e r e s t w i t h i n

pol i ti ca l psychol ogy and your cur ren t research.

ZUMA

Deadl i nes

As soon as poss ib le send i n your proposal s t o Jennings o r Kl ingemann a t

t h e addresses 1 i s t e d above. Shor t l y a f t e r t h e CO-chairman rece ives your pro-

posal s, you w i l l be n o t i f i e d about i t s d i s p o s i t i o n . For panel proposals, ac-

ceptance w i l l be c o n d i t i o n a l on t h e r e c e i p t o f t h e names o f confirmed p a r t i -

c ipan ts , t h e i r paper t i t l e s , and a 150-200 word abs t rac t o f each paper. For

roundtables, acceptance w i l l be c o n d i t i o n a l on t h e r e c e i p t o f t h e names of

confirmed p a r t i c i p a n t s .

F r iday , January 16, 1981. Deadl ine f o r f i n a l submission o f proposals t o

Jennings o r K l ingemann. At t h i s t i m e t h e program w i l l be considered c losed

t o new proposal s f o r panel s, roundtabl es, Papers, workshops , in fo rma l

hours , and addresses.

F r iday , March 13, 1981. Deadline f o r r e c e i p t o f f i n a l abs t rac ts o f pa-

pers, panel s, roundtabl es, workshops, in fo rma l conversat ion hours, and ad-

dresses. Abs t rac ts should be sent t o Jennings o r Klingemann by t h i s date.

The abs t rac ts w i l l be used i n p repar ing t h e f i n a l program f o r p r i n t i n g and

i n p u t t i n g toge ther t h e Proceedings f o r t h e 1981 meeting. To be considered

a p a r t o f t h e program a t t h i s t ime, panels must have a l i s t o f conf i rmed

p a r t i c i p a n t s , paper t i t l e s , and 150-2,00 word abs t rac ts f o r each paper.

Roundtables must have an abs t rac t and a conf i rmed l i s t o f p a r t i c i p a n t s t o

be considered as a p a r t of t h e program.

T h i r d Week o f A p r i l 1981. P a r t i c i p a n t s w i l l be n o t i f i e d a t what t ime-dur -

i n g t h e 1981 meeting t h e i r session w i l l occur. P a r t i c i p a n t s w i l l a l s o be

sent h o t e l r e s e r v a t i o n forms. Other i nformat i on r e g a r d i ng number o f copiek,

c i r c u l a t i o n , and so f o r t h w i l l a l so be provided.

ZUMA

ADRESSENPFLEGE

I c h b i n umgezogen. Senden Sie m i r d i e ZUMANACHRICHTEN ab so fo r t b i t t e an:

Name ........................................................... Vorname ........................................................... T i t e l ........................................................... I n s t i t u t ...........................................................

........................................................... StraßeINr. ........................................................... Wohnort ...........................................................

........................................................... (m i t PLZ)

I c h habe noch einen Interessenten für Sie.

Senden Sie d i e ZUMANACHRICHTEN b i t t e an:

Name ........................................................... Vorname ........................................................... T i t e l ........................................................... I n s t i t u t ...........................................................

...........................................................

........................................................... StraßeINr.

Wohnort ........................................................... ........................................................... (m i t PLZ)

Noch eine B i t t e : F a l l s Sie d i e ZUMANACHRICHTEN n i ch t mehr zugesandt bekom-

men wollen, t e i l e n Sie uns das b i t t e m i t , damit w i r Sie aus der Datei s t r e i -

chen können.

Documents

ZUMA Nachrichten Nr. 7 - gesis.org · Kauf nehmen, weil es an, der notwendigen Infrastruktur für die Forschung man- gelte. Erste umfassende Versuche, diese Situation zu ändern,