Zusammenfassung
Die Beschreibung der Sozialstruktur von Gemeinden ist immer eine der Hauptaufgaben der Gemeindesoziologie gewesen1 Sozialstruktur wurde dabei häufig mit Schichtstruktur gleichgesetzt. Wenn wir die mehr ethnographischen Gemeindestudien ausklammern und uns auf die Hauptansätze zur Untersuchung lokaler Schichtstrukturen konzentrieren, so lassen sich zwei Ansätze unterscheiden, die beide in Gemeindestudien von William Lloyd Warner und seinen Schülern angewendet wurden. Im ersten Ansatz, der in der Methode der »evaluated participation« seinen Ausdruck findet, bewerten die Mitglieder lokaler Sozialsysteme ihren eigenen Status und den der anderen Mitglieder, so daß sich eine Rangordnung ergibt2. Im zweiten Ansatz werden objektive Merkmale wie Einkommen, Beruf usw., deren einzelne Ausprägungen vorher nach dem ihnen im Urteil des Forschers zukommenden Prestige in eine Rangordnung gebracht wurden, zu einem multidimensionalen Schichtindex zusammengefaßt. In dieser Weise entwickelte Warner seinen Index of Status Characteristics 3; in Deutschland wurden multidimensional Schichtindices von Renate Mayntz zur Beschreibung der Schichtstruktur einer Gemeinde und von Erwin K. Scheuch zur Erfassung der Schichtstruktur der Bundesrepublik entwickelt4.
Dieser Aufsatz basiert auf Daten der Gemeindestudie Jülich. Das Landesamt für Forschung im Ministerium für Wissenschaft und Forschung des Landes Nordrhein-Westfalen hat die Gemeindestudie Jülich finanziert, wofür ich mich, auch im Namen aller Mitarbeiter, bedanke. Für die Förderung des Projekts bedanke ich mich bei Herrn Professor Erwin K. Scheuch, für die in der Phase der Datenerhebung und Datenaufbereitung geleistete Mitarbeit bei Frau Dipl.-Soz. Regina Perner und Herrn cand. phil. Karl-Heinz Reuband und für die Hilfe in der Analysephase bei Herrn Dipl.-Volksw. Erwin Rose und Herrn Daniel Ayres. Mein besonderer Dank gilt Herrn Professor Edward O. Laumann von der University of Michigan in Ann Arbor, der den Forschungsplan mitgestaltete und dem ich entscheidende intellektuelle Anregungen bei der Abfassung dieses Berichtes verdanke. Die Mängel dieses Aufsatzes habe natürlich allein ich zu verantworten. Die Auswertung für den Abschnitt über die berufliche Endophilie erfolgte im Rahmen meines Habilitationsprojekts, das von der Deutschen Forschungsgemeinschaft gefördert wird. Die Computerauswertungen wurden von der National Science Foundation finanziell unterstützt (GS 32 002).
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Anmerkungen
Vgl. René König, Grundformen der Gesellschaft: Die Gemeinde, Hamburg 1958.
W. Lloyd Warner, Marchia Meeker und Kenneth Eells, Social Class in America, New York 1960 (zuerst 1949).
Ebd.
Renate Mayntz, Soziale Schichtung und sozialer Wandel in einer Industriegemeinde. Eine soziologische Untersuchung der Stadt Euskirchen, Stuttgart 1958, S. 131–142
und Erwin K. Scheuch, Sozialprestige und soziale Schichtung, in: David W. Glass und René König (Hrsg.), Soziale Schichtung und soziale Mobilität, Köln und Opladen, 4. Aufl. 1970, S. 65–103.
Vgl. z. B. Harold W. Pfautz und Otis D. Duncan, A Critical Evaluation of Warner’s Work in Community Stratification, in: American Sociological Review 15 (1950), S. 205–215
oder Ruth Rosner Kornhauser, The Warner Approach to Social Stratification, in: Reinhard Bendix und Seymour Martin Lipset (Hrsg.), Class, Status and Power, Glencoe, Illinois, 1953, S. 224–255.
Richard P. Coleman und Bernice L. Neugarten, Social Status in the City, San Francisco 1971.
Paul K. Hatt, Occupation and Social Stratification, in: American Journal of Sociology 55 (1950), S. 533–543.
Vgl. zur Unterscheidung von Prestige und Esteem ebd.
Vgl. z.B. Theodor Geiger, Theorie der sozialen Schichtung, in: ders., Arbeiten zur Soziologie, Neuwied und Berlin 1962, S. 186–205 (zuerst 1955).
Vgl. dazu jüngst Donald J. Treiman, Occupational Prestige in Comparative Perspective, Columbia University and Center for Policy Research 1972, in Vorbereitung.
Vgl. zu dieser Definition Robert W. Hodge und Paul M. Siegel, The Measurement of Social Class, in: David L. Sills (Hrsg.), International Encyclopedia of the Social Sciences, New York 1968, Bd. 15, S. 316–325.
(A ›stratification system‹) »comprises two analytically distinct components, both essential to the concept: (1) a set of one or more hierarchies of institutionalized inequality with respect to the statuses (rewards, evaluations, prerogatives) conferred on the basis of incumbency and performance of roles; (2) a pattern of intergenerational transmission of status or access to roles such that the position of an individual on a scale of inequality is associated to a non-negligible degree with the position of his family of orientation« (Otis Dudley Duncan, Social Stratification and Mobility. Problems in the Measurement of a Trend, in: Eleanor Bernert Sheldon und Wilbert E. Moore (Hrsg.), Indicators of Social Change. Concepts and Measurements, New York 1968, S. 690).
Allison David, Burleigh B. Gardner und Mary R. Gardner, Deep South. A Social Anthropological Study of Caste and Class, Chicago 1941, S. 59.
Edward O. Laumann, Prestige and Association in an Urban Community, Indianapolis und New York 1966, S. 3 f.
Ders., Bonds of Pluralism. The Form and Substance of Urban Social Networks, New York 1973 (im Druck).
Ebd.
Ebd.
Vgl. zur Theorie Talcott Parsons, A Revised Analytical Approach to the Theory of Social Stratification, in: ders., Essays in Sociological Theory, New York und London 1964, S. 386–439 (zuerst 1953)
und zur Empirie Hatt a.a.O. und Laumann, Prestige and Association in an Urban Community, a.a.O.
Talcott Parsons, Differentiation and Variation in Social Structures: Introduction, in: ders., Edward Shils, Kaspar D. Naegele, Jesse R. Pitts (Hrsg.), Theories of Society, New York und London 1965, S. 242 (zuerst 1961).
Laumann, Bonds of Pluralism, a.a.O.
Auswahlkriterien für die anderen Kleinstädte siehe Tabelle 1.
Vgl. Christen T. Jonassen und Sherwood H. Peres, Interreletionships of Dimensions of Community Systems. A Factor Analysis of Eighty-two Variables, Columbus, Ohio, 1960;
Jeffrey Hadden und Edward Borgatta, American Cities: Their Social Characteristics, Chicago 1965;
Charles M. Bonjean, Harley L. Browning und Lewis F. Carter, Toward Comparative Community Analysis. A Factor Analysis of United States Counties, in: Sociological Quarterly 10 (1969), S. 157–176.
Siehe den zusammenfassenden Bericht von Charles M. Bonjean, The Community as Research Site and Object of Inquiry, in:ders., Terry N. Clark und Robert L. Lineberry (Hrsg.), Community Politics. A Behavioral Approach, New York und London 1971, S. 5–15.
United States Department of Labor, Dictionary of Occupational Titles 1965, Band 2: Occupational Classification and Industry Index, Washington, D. C., 1965.
United States Bureau of the Census, 1960 Census of Population. Alphabetical Index of Occupations and Industries, Washington, D. C., 1960.
Alba M. Edwards, Comparative Occupation Statistics for the United States, 1870 to 1940, Washington, D. C., 1943, S. 175–182.
In der Mobilitätsuntersuchung von Gerhard Kleining, Struktur- und Prestigemobilität in der Bundesrepublik Deutschland, in: Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 23 (1971), S. 1–33, fällt z.B. auf, daß die Verwendung der sozialen Selbsteinstufung (Gerhard Kleining und Harriet Moore, Soziale Selbsteinstufung (SSE). Ein Instrument zur Messung sozialer Schichten, in: Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 20 (1968), S. 502–552) beim Studium der sozialen Mobilität zu einer Struktur der Matrix der Übergangswahrscheinlichkeiten führt, die Louis Guttman als Simplex bezeichnet hat (A New Approach to Factor Analysis: The Radex, in: Paul F. Lazarsfeld (Hrsg.), Mathematical Thinking in the Social Sciences, Glencoe, Illinois, 1955, S. 258–348). Simplices treten auf, wenn die zugrunde liegende Struktur eindimensional ist, d. h. in diesem Fall, wenn nur Bewegungen entlang der Prestigeachse vorkommen. Daß dies ein Artefakt der verwendeten Klassifikation ist, zeigt eine dimensionale Analyse von Mobilitätsdaten von Peter M. Blau und Otis Dudley Duncan, The American Occupational Structure, New York, London und Sydney 1967, S. 67–75.
Laumann, Prestige and Association in an Urban Community, a.a.O., S. 89–104.
Paul Mathew Siegel, Prestige in the American Occupational Structure, Dissertation, The University of Chicago 1971, S. 148.
Vgl. z. B. Richard H. Hall, Occupations and the Social Structure, Englewood Cliffs, N. J., 1969, S. 5 f.: »An occupation is the social role performed by adult members of society that directly and/or indirectly yields social and financial consequences and that constitutes a major focus in the life of an adult.«
Albert J. Reiss, Jr., Occupations and Social Status, New York 1961, S. 10 f.
Siegel, a.a.O., S. 149 f.
Während deutsche Soziologen diese arbeitsrechtliche Stellung als soziologisch am interessantesten ansehen (vgl. Karl Martin Bolte, Katrin Aschenbrenner, Reinhard Kreckel, Rainer Schultz-Wild, Beruf und Gesellschaft in Deutschland. Berufsstruktur und Berufsprobleme, Opladen 1970, S. 33), besteht in der amerikanischen Soziologie eher die Tendenz, die berufliche Tätigkeit zum Ausgangspunkt zu nehmen. Diese unterschiedlichen Perspektiven scheinen nicht von ungefähr zu kommen, sondern deuten darauf hin, daß in der deutschen Soziologie immer noch das Hauptinteresse sozialen Klassen gilt, während die Orientierung der Amerikaner mehr in Richtung auf Prestigeunterschiede geht.
Reiss, a.a.O., S. 11.
International Labor Office, International Standard Classification of Occupations, Genf 1969.
Wenn einer unserer Gruppen mehrere Kategorien der internationalen Klassifikation entsprechen, wurde der ungewichtete Durchschnittswert der Prestigeränge zugewiesen. Vgl. generell zum Problem des Matching Treiman a.a.O., Kapitel 7.
Ebd. Die Korrelation zwischen deutschen und amerikanischen Berufsprestigerängen auf der Basis von 64 Berufen, für die in beiden Fällen Prestigeränge ermittelt wurden, beträgt r = 0.876; die Korrelation der internationalen Berufsprestigeskala und der deutschen Skala beträgt r = 0.916. Die von Treimann verwendete deutsche Berufsprestigeskala basiert auf Untersuchungen von Bolte, Sozialer Aufstieg und Abstieg.
Eine Untersuchung über Berufsprestige und Berufsmobilität, Stuttgart 1959, Gerhard Wurzbacher, Das Dorf im Spannungsfeld der industriellen Entwicklung, Stuttgart 1954, Mayntz, a.a.O. und Thelma A. Kunde und René V. Dawes, Comparative Study of Occupational Prestige in 3 Western Cultures, in: Personnel and Guidance Journal 37 (1959), S. 351. Die neueren Daten von Kleining und Moore (a.a.O.) sind nicht berücksichtigt.
Vgl. Angaben in Anmerkung 37.
Die von Scheuch (a.a.O.) verwendeten Prestigezuordnungen basieren nicht auf einer eigenen empirischen Untersuchung des Berufsprestiges. Immerhin ist die Korrelation zwischen Scheuchs Berufsprestigepunkten und unserer Adaption von Treimans Prestigeskala für die von uns untersuchten Individuen r = 0.90.
Vgl. Siegel, a.a.O., S. 164.
Für die ausführenden technischen Angestellten ließe es sich von der Art ihrer beruflichen Tätigkeit her rechtfertigen, sie mit gelernten Arbeitern zusammenzufassen, wie Duncan das bei einem Vergleich der Mobilitätsdaten von Natalie Rogoff und Theodor Geiger tut (Duncan, Methodological Issues in the Analysis of Social Mobility, in: Neil J. Smelser und Seymour Martin Lipset (Hrsg.), Social Structure and Mobility in Economic Development, Chicago 1966, S. 79). Nach unseren Daten sind aber die technischen Hilfskräfte bei weitem nicht die zahlreichste Kategorie unter den technischen Angestellten, so daß es sinnvoller gewesen wäre, Geigers technische Angestellte mit Rogoffs Kategorie der Semi-professionals zu vergleichen.
Hodge und Siegel, a.a.O., S. 322.
Siegel, a.a.O., S. 239.
Vgl. z. B. Warner et al., a.a.O., S. 172.
Hodge und Siegel, a.a.O., S. 323.
Siegel, a.a.O., S. 196.
Es handelt sich um den Koeffizienten aπ in der Notation von Klaus Krippendorff, Bivariate Agreement Coefficients for Reliability of Data, in: Edgar F. Borgatta und George W. Bohrnstedt (Hrsg.), Sociological Methodology 1970, San Francisco 1970, S. 139–150.
Vgl. Laumann, Prestige and Association in an Urban Community, a.a.O.,
und ders., Bonds of Pluralism, a.a.O.
Laumann, Prestige and Association in an Urban Community, a.a.O., S. 74 ff.
Wenn die Freunde nicht Verwandte waren, wurde mit Listenvorgabe gefragt, wie man sie kennengelernt hat. Die Liste enthielt folgende Antwortmöglichkeiten: »1. Durch Ehegatten, 2. Durch andere Verwandte oder Freunde, 3. Jugendfreund, 4. Beruf, Arbeit, 5. Sport, 6. Verein, Verband, 7. Nachbar, 8. Anderes, was?«
Der Fragetext zur Erfassung der drei Freunde lautete: »Wir haben jetzt einige Fragen zu Ihrem Bekanntenkreis. Denken Sie dabei bitte einmal an die drei Personen, mit denen Sie naher befreundet sind und mit denen Sie sich am häufigsten treffen. Es kann sich dabei sowohl um Verwandte als auch um Nichtverwandte handeln. (Interviewer: Nicht Ehegatten oder Personen, die im selben Haushalt wohnen, wie Kinder, nennen lassen.) Ich würde Ihnen gerne Fragen über jeden einzelnen stellen, wie z.B. nach der Dauer der Bekanntschaft. Um es ein wenig einfacher zu machen: Könnten Sie mir bitte für jede dieser drei Personen den Vornamen angeben?« — Danach wurde nach dem gegenwärtig ausgeübten, bzw. bei Arbeitslosen und Rentnern nach dem zuletzt ausgeübten, Beruf der Freunde gefragt. Wenn der Freund eine verheiratete Frau war, wurde zusätzlich der Beruf des Ehemannes erfaßt.
Im Durchschnitt wurden 2.67 Freunde genannt, 2.76 von den Männern und 2.59 von den Frauen. Bei der von Laumann analysierten Detroit Area Study (Laumann, Bonds of Pluralism, a.a.O.), bei der nur Männer im Alter von 21 bis 64 Jahren befragt wurden, betrug der Durchschnitt der Freundschaftswahlen bei gleicher Frageformulierung 2.92. Bei unserer Studie machten 7,3 Prozent überhaupt keine Angaben zu dem Fragenkomplex über die drei Freunde, für den Rest ergibt sich der sehr hohe Durchschnittswert von 2.97 Freunden. Wenn sich ein Befragter also entschlossen hatte, auf diesen Fragenkomplex zu antworten, waren die Angaben auch relativ vollständig. Wie ein Vergleich der relativen Häufigkeiten von Spalte 1 und 2 der Tabelle 6 zeigt, ergeben sich mit Ausnahme der mittleren und kleineren Selbständigen kaum berufsspezifische Verzerrungen bei den Angaben über die drei Freunde. 53 Natalie Rogoff, Recent Trends in Occupational Mobility, Glencoe, Illinois, 1953.
Blau und Duncan, a.a.O., S. 90–97.
Vgl. Karl Ulrich Mayer und Walter Müller, Trendanalyse in der Mobilitätsforschung. Eine Replik auf Gerhard Kleinings »Struktur- und Prestigemobilität in der Bundesrepublik Deutschland«, in: Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 23 (1971), S. 761 bis 788.
Laumann, Bonds of Pluralism, a.a.O.
T. J. Fararo und Morris H. Sunshine, A Study of a Biased Friendship Net, Syracuse, New York, 1964, S. 5 f.
Vgl. zum Folgenden ebd. s. 58 ff.
Ebd. S. 5 f.
Der Index erfaßt die Abweichungen zwischen zwei relativen Häufigkeitsverteilungen der Art, daß er bei identischen Verteilungen den Wert 0 und bei maximaler Abweichung den Wert 100 bzw. 1 annimmt. Gegeben seien Spaltenprozente wie in Spalte 1 und 2 von Tabelle 6, die über i (i = 1,2,... k) Zeilen laufen; p51 wäre z. B. der Prozentsatz der leitenden Angestellten unter den 820 Befragten unserer Stichprobe. Der Index ist dann wie folgt definiert: (Otis Dudley Duncan, Ray P. Cuzzort und Beverly Duncan, Statistical Geography. Problems in Analyzing Areal Data, Glencoe, Illinois, 1961, S. 83). Verbal ausgedrückt besagt der Index, wieviel Prozent der Personen in den jeweiligen zwei Spalten umverteilt werden müßten, damit die Verteilungen identisch werden (vgl. auch Otis Dudley Duncan und Beverly Duncan, A Methodological Analysis of Segregation Indexes, in: American Sociological Review 20 (1955), S. 210–217). Die Feststellung, daß die Häufigkeiten von Spalte 1 und 2 der Tabelle 6 nicht stark voneinander abweichen (siehe Anmerkung 52), drückt sich quantitativ in dem äußerst niedrigen Dissimilaritätsindex von 3,2 aus. Nur bei 3,2 Prozent der Personen in einer der beiden Spalten von Tabelle 6 müßte die Berufszuordnung geändert werden, damit die relativen Verteilungen identisch würden.
Fararo und Sunshine, a.a.O., S. 73.
Die Korrelation zwischen diesen beiden Versionen von τi beträgt r = 0.97.
Die Korrelation zwischen eigenem Alter und Alter der Freunde ist r = 0.64.
Die Korrelation zwischen den beiden Maßen beträgt r = 0.95.
Richard F. Curtis, Differential Association and the Stratification of the Urban Community, in: Social Forces 42 (1963), S. 68–77;
Laumann, Prestige and Association in an Urban Community, a.a.O., S. 66 f.
Vgl. dazu ebd. S. 64 ff.
Laumann, Bonds of Pluralism, a.a.O.
Vgl. z. B. Charles P. Loomis und J. Allan Beegle, Rural Social Systems, New York 1950, S. 133 ff.
Otis Dudley Duncan und Jay W. Artis, Some Problems of Stratification Research, in: Rural Sociology 16 (1951), S. 17–29.
Vgl. zum Prestigeeffekt z.B. Robert A. Ellis, Social Stratification and Social Relations. An Empirical Test of the Disjunctiveness of Social Classes, in: American Sociological Review 22 (1957), S. 570–578 und Laumann, Prestige and Association in an Urban Community, a.a.O., S. 67.
Vgl. ebd. S. 89–104.
Laumann, Bonds of Pluralism, a.a.O.
Vgl. Anmerkung 60.
Zum Vorgehen vgl. Laumann, Bonds of Pluralism, a.a.O.
Vgl. David McFarland und Daniel Brown, Social Distance as a Metric. A Systematic Introduction to Smallest Space Analysis, in: Laumann, Bonds of Pluralism, a.a.O.
Siehe James C. Lingoes, A General Survey of the Guttman-Lingoes Nonmetric Program Series, in: Roger N. Shepard, A. Kimball Romney und Sara Beth Nerlove (Hrsg.), Multidimensional Scaling. Theory and Applications in the Behavioral Sciences, Band 1, New York und London 1972, S. 49–68 und E. Roskam und J. C. Lingoes, MINISSA-I: A Fortran IV (G) Program for the Smallest Space Analysis of Square Symmetric Matrices, in: Behavioral Science 15 (1970), S. 204–205.
Louis Guttman, A General Nonmetric Technique for Finding the Smallest Coordinate Space for a Configuration of Points, in: Psychometrika 33 (1968), S. 469–506.
Vgl. z. B. Shepard, Introduction to Volume I, in: ders et al., a.a.O., S. 9 f.
McFarland und Brown, a.a.O.
Laumann, Prestige and Association in an Urban Community, a.a.O.,
und ders., Bonds of Pluralism, a.a.O.
Blau und Duncan, a.a.O., S. 67–75.
Laumann, Prestige and Association in an Urban Community, a.a.O.
Ders., Bonds of Pluralism, a.a.O.
Die Frageformulierung lautet: »Stellen Sie sich bitte zwei Männer vor: Der eine besitzt ein kleines Geschäft und der andere arbeitet als Angestellter in einem großen Büro. Der Angestellte hat ein regelmäßiges Einkommen und arbeitet 8 Stunden am Tag. Dann braucht er nicht mehr an seine Arbeit zu denken und kann seine Freizeit genießen. Der andere muß in seinem kleinen Geschäft viel länger am Tag arbeiten als der Büroangestellte und hat nicht so viel Freizeit. Der kleine Geschäftsmann hat kein sicheres Einkommen, aber die Chance, mehr zu verdienen als der Büroangestellte. Wenn Sie die Wahl hätten, für welche Arbeit würden Sie sich entschließen?«
Diese Aussage basiert auf der Auswertung einer Befragung der Wissenschaftler und graduierten Ingenieure der Kernforschungsanlage, die im Anschluß an die Bevölkerungsumfrage in Jülich im Juni 1971 durchgeführt wurde.
Es wurden die folgenden drei Fragen zum Indikator der Gemeindezufriedenheit zusam-mengefaßt: Frage 1: »Wie gern leben Sie hier in Jülich?« — Frage 2: »Wenn Sie aus irgendeinem Grund aus Jülich wegziehen müßten, wie stark würden Sie dann Jülich vermissen?« -Frage 5: »Kommt es mitunter vor, daß Sie sich wünschen, nicht in Jülich zu leben?« — Das aus den Antworten auf diese drei Fragen gebildete Maß der Gemeindezufriedenheit korreliert mit γ = -0.85 mit der tatsächlichen Absicht, aus Jülich wegzuziehen.
Mayntz, a.a.O., S. 84 f.
S. Stansfeld Sargent, Class and Class-Consciousness in a California Town, in: Social Problems 1 (1963), zitiert nach Bernard Barber, Social Stratification. A Comparative Analysis of Structure and Process, New York 1957, S. 194.
Frage 6: »Denken Sie nun einmal an die verschiedenen Gruppen in Jülich, die in der einen oder anderen Frage gemeinsame Interessen haben. Welche Gruppen würden Sie da in Jülich nennen?«
Frage 7: »Man unterscheidet in Jülich manchmal zwischen Jülichern, die schon seit langer Zeit hier leben, und Jülichern, die erst durch die Kernforschungsanlage in die Stadt gekommen sind. Gibt es zwischen diesen beiden Gruppen sehr starke, starke, schwächere oder keine Spannungen?«
Vgl. oben S. 25.
Vgl. Statistisches Bundesamt Wiesbaden, Bevölkerung und Kultur. Volks- und Berufs-zählung vom 6. Juni 1961, Heft 5: Bevölkerung nach der Religionszugehörigkeit, Stuttgart und Mainz 1966.
Traute Neilessen-Schumacher, Sozialstruktur und Ausbildung der deutschen Katholiken, Weinheim, Berlin, Basel 1969, S. 98 f.
S. C. Johnson, Hierarchical Clustering Schemes, in: Psychometrika 32 (1967), S. 241–254.
Siehe oben S. 59.
Siehe oben S. 50.
Zu diesem Verfahren siehe Fararo und Sunshine, a.a.O., S. 82 ff.
Vgl. zu dieser Diskussion z.B. Laumann, Prestige and Association in an Urban Community, S. 11 ff.
Mayntz, a.a.O., S. 139.
Zur Messung der subjektiven Schichteinstufung wurde eine leicht veränderte Version der ursprünglichen Centersschen Frageformulierung (Richard Centers, The Psychology of Social Classes, Princeton 1949) verwendet. Unser Fragetext lautet: »Es wird heute viel über die verschiedenen Bevölkerungsschichten gesprochen. Welcher Schicht rechnen Sie sich selbst eher zu, der Arbeiterschicht, der Mittelschicht, der oberen Mittelschicht oder der Oberschicht?« -Bei Einstufung in die Arbeiter- oder Mittelschicht wurde die Nachfrage gestellt: »Rechnen Sie sich eher zum Durchschnitt oder zum oberen Teil der Arbeiterschicht (Mittelschicht)?«
Joseph A. Schumpeter, Aufsätze zur Soziologie, Tübingen 1953, S. 147–213.
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Pappi, F.U. (1997). Sozialstruktur und Soziale Schichtung in Einer Kleinstadt Mit Heterogener Bevölkerung. In: Friedrichs, J., Mayer, K.U., Schluchter, W. (eds) Soziologische Theorie und Empirie. VS Verlag für Sozialwissenschaften. https://doi.org/10.1007/978-3-322-80354-2_15
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