Zusammenfassung
Die Hypothesen zur Bedeutung der Bezugsumgebung für die individuellen Einstellungs- und Verhaltensmuster sind in den bisherigen Analysen klar bestätigt worden. Die Resultate zeigen, in Übereinstimmung mit den Studien von Esser und Hill, dass die Angaben zu den subjektiv wahrgenommenen Vorbehalten von Seiten der Freunde, Bekannten oder Verwandten zu den wichtigsten Prädiktoren der sozialen Distanzen und (latenten) Diskriminierungstendenzen gegenüber ethnisch differenzierten Immigrantengruppen zu zählen sind (Esser 1986; Hill 1988). Je stärker die vermuteten Bezugsgruppenbarrieren gegenüber persönlichen Kontakten zu Türken oder Italienern sind, desto größer sind die sozialen Distanzen und die Neigungen zur Benachteiligung von Immigranten im persönlichen Umgang. Dieser Zusammenhang ist empirisch gut belegt und lässt sich als ein wesentliches Indiz dafür deuten, dass die untersuchten Einstellungs- und Verhaltensmuster in der Tat Prozessen der sozialen Beeinflussung unterworfen sind.
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Literatur
Als Namensgenerator wurde zum einen ein Instrument eingesetzt, das sieh an dem bereits erwähnten, im General Social Survey und anderen Erhebungen erfolgreich eingesetzten Verfahren orientierte (vgl. Abschnitt 3.3.2). Die Frageformulierung lautete wie folgt: „Hin und wieder besprechen die meisten Leute wichtige Angelegenheiten mit anderen. Wenn Sie einmal an die letzten sechs Monate zurückdenken: Mit wem haben Sie in dieser Zeit über Dinge gesprochen, die Ihnen wichtig waren?“. Daneben wurde einem Teil der Befragten ein zweiter Namensgenerator vorgelegt, bei dem nach Personen gefragt wurde, mit denen die Befragten in unterschiedlichen Aktivitätsbereichen häufig interagieren. Beide Namensgeneratoren zielen auf diejenigen Ausschnitte der sozialen Bezugsumgebung, die durch intensive und/oder häufige Beziehungen gekennzeichnet sind. Genau diese Segmente sind für die hier interessierende Fragestellung von besonderem Interesse.
Eine brauchbare Alternative zur Produkt-Moment-Korrelation ist der Intraklassen-Korrelationskoeffizient, der im Unterschied zu jenem sensibler auf Unterschiede im Ursprung bzw. Niveau der Messung — und folglich auch auf Mittelwertunterschiede — sowie auf Unterschiede der Skalierung — und damit auf Unterschiede in den Standardabweichungen — reagiert. Sind die Mittelwerte und Standardabweichungen zweier Variablen gleich, dann sind auch die beiden Korrelationskoeffizienten gleich. Unterscheiden sich die Mittelwerte und/oder die Standardabweichungen, dann ist der Intraklassen-Korrelationskoeffizient immer niedriger (vgl. Laumann 1973: 29).
Zur Berechnung der Varianz von Kappa und der Schätzung der Signifikanz vgl. Bortz et al. 1990: Kap. 9.
Der im Folgenden kurz als FUI-Daten bezeichnete Datensatz beinhaltet Informationen über insgesamt 253 Dyaden, die aus den Interviews mit Ego und einer Follow-up-Befragung der von Ego genannten Netzperson (Alter) stammen. Die Fallzahlen unterscheiden sich von der Anzahl der Beobachtungen, auf denen die Analysen des vorherigen Kapitels basierten. Dubletten, die sich durch wechselseitige Nennungen ergaben, wurden aus der Analyse ausgeschlossen.
Nach dem gewählten Gewichtungsfaktor wird eine vollständige Übereinstimmung mit 1 gewichtet, eine Abweichung von lediglich einer Maßeinheit mit 0,75, eine Abweichung von zwei Maßeinheiten mit 0,5 und eine Abweichung von drei Einheiten mit 0,25. Alle größeren Abweichungen werden als nicht-übereinstimmend gewertet.
Nach dem Interpretationsvorschlag von Landis und Koch (1977: 165; zit. in Stata Reference Manual 2001, Bd. 2: 150) gelten Kappa-Werte unter 0,0 als „poor“, Werte zwischen 0,00 und 0,20 als „slight“, Werte zwischen 0,21 und 0,40 als „fair“, Werte zwischen 0,41 und 0,60 als „moderate“, Werte zwischen 0,61 und 0,80 als „substantial“und Werte, die größer als 0,81 sind, als „almost perfect“. Nach Bortz und Döring (1995: 254) kann man erst dann von einer „guten Übereinstimmung“sprechen, wenn der Kappa-Wert über 0,70 liegt.
Bei der Frage nach der Art der Beziehung waren Mehrfachnennungen möglich. Von dieser Möglichkeit wurde häufig Gebrauch gemacht. So bezeichneten zum Beispiel viele Befragte Familienangehörige gleichzeitig als Freunde. Einige Familienangehörige und Freunde waren zudem im gleichen Betrieb beschäftigt oder Mitglied im gleichen Verein und somit auch „Arbeitskollege“oder „Vereinsmitglied“. Um dadurch entstehende Mehrdeutigkeiten zu umgehen, wurden bei der Datenaufbereitung möglichst eindeutige Kategorien gebildet. Wenn im Folgenden von „Freunden“die Rede ist, so sind Familienangehörige und Partner ausgeschlossen; (Ehe-)Partner werden nicht zu den Familienangehörigen gezählt. Lediglich bei Arbeits- und Vereinskollegen werden wegen der geringen Fallzahlen Überschneidungen mit der Kategorie „Freunde“in Kauf genommen.
Diese Hypothese lässt sich, wie Granovetter deutlich macht, allein schon aus Restriktionen des Zeitbudgets der Akteure ableiten. Die Annahme spezifischer Bedürfnisse nach einer kognitiven Balance, wie sie zum Beispiel in den diversen Varianten der Balancetheorie unterstellt werden, ist im Prinzip gar nicht erforderlich (Granovetter 1973).
Das vereinfachte Klassenschema differenziert nach Maßgabe der beruflichen Stellung und des Tätigkeitsprofils vier Kategorien. Die erste Klasse umfasst Angestellte mit einfacher Tätigkeit und Beamte im einfachen Dienst sowie un- und angelernte Arbeiter (Klasse 1); die zweite Klasse umfasst Beamte im mittleren Dienst, Angestellte mit schwierigen Aufgaben sowie gelernte und Facharbeiter (Klasse 2); die dritte umfasst Angestellte mit verantwortungsvollen Tätigkeiten, Vorarbeiter, Meister, Beamte im gehobenen Dienst und Selbständige mit mittlerem Anforderungsprofil (Klasse 3); die vierte Klasse beinhaltet schließlich akademische freie Berufe, Beamte im höheren Dienst und Selbständige mit hohem Anforderungsprofil (Klasse 4). Bei nicht mehr erwerbstätigen Personen wurde die Klassifikation aufgrund der zuletzt ausgeübten Tätigkeit vorgenommen.
Ob Ego und Alter das gleiche Geschlecht haben oder nicht, scheint für die Homogenität der Einstellungen und Präferenzen in Ausländerfragen nicht wichtig zu sein. Hier nicht im Einzelnen wiedergegebene Analysen zeigen, dass für keinen der betrachteten Indikatoren signifikante Zusammenhänge festzustellen sind.
In einem gerichteten Graph ist die Dichte allgemein definiert als l/n(n-1). Wenn man die reflexiven Beziehungen Egos zu sich selbst ausschließt, dann beträgt die Gesamtzahl der Punktepaare in einem Graphen n(n-1). Sofern, wie im vorliegenden Fall, nur ungerichtete Beziehungen betrachtet werden, können höchstens n(n-1)/2 distinkte „Linien“bzw. „Knoten“realisiert sein.
Für Netzwerke, die weniger als zwei Alteri umfassen, ist das Dichtemaß nicht definiert. Davon sind im hier verwendeten Datensatzes vier Fälle betroffen, für die die Dichtemaße als Missing Values codiert wurden.
Partner zählen nach dieser Konvention zu den Nicht-Verwandten, auch wenn sie mit der befragten Person verheiratet sind.
Weitere bivariate Analysen haben gezeigt, dass die Homogenität der Einstellungs- und Verhaltensmuster unabhängig von rein individuellen Merkmalen von Ego und Alter — wie Alter, Geschlecht oder Bildungsniveau — ist. Auch hinsichtlich der Rangposition der im Follow-Up-Interview befragten Netzperson, die gelegentlich als ein Indikator der Beziehungsstärke aufgefaßt wird (vgl. Pappi 1996), gibt es keine systematischen Zusammenhänge. Das heißt, es ist weitgehend irrelevant, ob Alter von Ego an erster, an zweiter oder an fünfter Stelle genannt wurde.
Genauere Angaben zum Schätzverfahren finden sich im STATA-Reference Manual (Bd. 4).
Die geschätzten Parameter βi beziehen sieh jeweils auf den Effekt der exogenen Variablen Xi auf die logarithmierten Odds einer Homogenität der Einstellung unter Kontrolle der übrigen X. An der Exponentialfunktion des Koeffizienten exp(βi) — den odds ratios — kann direkt der multiplikative Effekt einer Erhöhung von Xi um eine Einheit auf die Odds unter Konstanthalrung der übrigen exogenen Variablen abgelesen werden (vgl. u.a. Agresti 1996: 122–124).
In einem weiteren Modell wurde zusätzlich zu den in Modell 1 enthaltenen Variablen zur Kontrolle auch die geschlechtsspezifische Homogenität der Dyade berücksichtigt. Dem Vorzeichen nach ergab sich ein positiver Zusammenhang zwischen Geschlechts- und Einstellungshomogenität, der aber statistisch nicht gesichert ist. Auch für die nachfolgenden Modelle ergab eine Kontrolle der Geschlechtshomogenität keine wesentlich anderen Resultate.
Mit der Einschränkung des Sample auf Freundschaftsbeziehungen reduziert sich das Verhältnis der level-two units zu den level-one units noch weiter. Das heißt, es gibt nur noch einige wenige Fälle, in denen es mehr als ein Follow-up-Interview gibt, das einem Hauptbefragten zuzuordnen ist. Damit ist auch ein random coefficient model kaum noch sinnvoll. Stattdessen wurden die Modelle zur Erklärung der Einstellungshomogenität unter Freunden mit dem normalen Verfahren der logistischen Regression geschätzt, allerdings mit korrigierten Standardfehlern, bei denen das noch vorhandene „Clustering“der Daten berücksichtigt ist.
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Ganter, S. (2003). Subjektive Wahrnehmung und objektive Übereinstimmung. In: Soziale Netzwerke und interethnische Distanz. Studien zur Sozialwissenschaft. VS Verlag für Sozialwissenschaften. https://doi.org/10.1007/978-3-322-80514-0_7
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