Zusammenfassung
Bevor zu den eigentlichen Analysen übergegangen wird, sind die untersuchten Daten zusammen mit den ausgewählten Ländern und Personen darzustellen.
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Literatur
Zwecks detaillierter Informationen zu Zielen und Vorgehen vgl. Beckmann (1991) und Harkness (2000).
Vgl. Beckmann (1991), S. 2.
Vgl. Harkness (2000), S. 3.
Vgl. Kapitel 2.4.1.
Vgl. Lang (1998), S. 325–329.
Nicht mit aufgenommen werden Bangladesch, Neuseeland, Australien, die Philippinen, Zypern und Israel. Diese Länder sind fir Deutschland nicht besonders relvant und weisen aufgrund von kulturellen Entfernungen auf methodische Probleme hin. So werden nur Länder in die Untersuchung mit aufgenommen, bei welchen von einem vergleichbaren kulturellen Hintergrund ausgegangen werden kann. Dem qualitativen Aspekt wird damit auch Rechnung getragen (vgl. Kapitel 2. 2. 2 ).
Vgl. Huntington (1997).
Vgl. Statistisches Bundesamt (1999).
Vgl. Kapitel 2.2.3.2.
Eine ähnliche Unterscheidung ist in anderen beteiligten Ländern nicht notwendig. Sie wäre angemessen in Nationen mit mehreren Sprachgruppen, wie z.B. in Belgien. Auch in der Schweiz wurde von einer Differenzierung abgesehen. Für die nichtdeutschen Sprachgruppen sind nur geringe Fallzahlen vorhanden, die keine repräsentativen Aussagen zulassen.
Vgl. Tarnai (1995).
Vgl. Bundesinstitut für Bevölkerungsforschung (1987), S. 57; Mueller (1993); Hadeler/ Winter/ Arentzen (2000), S. 972f.
Vgl. Haller/ Heschl (1993). Bei dieser Erhebung war ein weiteres Item zur Wichtigkeit eines „Berufs, der einem viel Freizeit läßt“ mit enthalten.
Auch werden hier die für die weitere Arbeit zentralen statistischen Kennwerte wie Mittelwert und Streuung optisch dargestellt.
Die Antwortvorgabe reichte von 5 „stimme voll und ganz zu bis“ bis 1 „stimme überhaupt nicht zu” (vgl. Kapitel 3.1.1)
Wird dieser Wert nur für die tatsächlich beschäftigten Befragten errechnet, so ergibt sich ein Mittelwert von 3,37. Dies ist als erster Hinweis zu werten, dass die tatsächliche Situation keine sehr bedeutende Rolle einnimmt.
Zur Vorgehensweise vgl. Fahrmeir/ Hamerle/ Tutz (1996), S. 637–764; Wittenberg (1998), S. 98–110; Backhaus et al. (2000), S. 252–328; Bühl/ Zöfel (2000), S. 451–470.
Vgl. z.B. Wittenberg (1998), S. 76f
Vgl. Backhaus et al. (2000), S. 269.
Da jedoch die Variablen nicht alle einer strengen Normalverteilung folgen, sondern auch „schief` verteilt sind, kann der Bartlett-Test zur Überprüfung auf Sperizität nicht angewendet werden (vgl. Backhaus et al. (2000), S. 267f.).
Vgl. Backhaus et al. (2000), S. 284f..
Vgl. Backhaus et al. (2000), S. 285.
Vgl. Backhaus et al. (2000), S. 303.
Vgl. Wittenberg (1998), S. 104.
Speziell handelt es sich um die folgende Frage: Welche der folgenden Aussagen beschreibt am besten, was Sie über Ihren Beruf denken? In meinem Beruf arbeite ich nur so hart wie ich muss arbeite ich hart, aber nicht so, dass andere Bereiche meines Lebens beeinträchtigt werden lege ich Wert darauf, bei der Arbeit das Beste zu geben, auch wenn das manchmal andere Bereiche des Lebens beeinträchtigt.
Aus diesem Grunde wurde das Item auch in Kapitel 3.1 nicht angeführt.
Vgl. Backhaus et al. (2000), S. 288.
Vgl. Backhaus et al. (2000), S. 289 f..
Vgl. Wittenberg (1998), S. 104.
Wie oben angeführt, wurde das Hauptkomponentenverfahren angewendet. Bei fehlenden Werten erfolgt ein paarweiser Fallausschluss. Eine Rotation wurde nach dem Varimax-Prinzip durchgefihrt. Auch ist anzufihren, dass auf der Basis des gewählten Hauptkomponentenverfahrens ein dem Hauptachsenverfahren sehr ähnliches Ergebnis zustande kommt.
Vgl. Backhaus et al. (2000), S. 308.
Vgl. Wittenberg (1998), S. 105–107.
Grundsätzlich bewegen sich die Ladungen in einem Bereich von „-1“ bis „+1”. Ein Wert von Null drückt aus, dass dem entsprechenden Aspekt durchschnittlich zugestimmt wird.
Zur Vorgehensweise vgl. Fahrmeir/ Hamerle/ Tutz (1996), S.437–536; Wittenberg (1998), S. 111–119; Backhaus et al. (2000), S. 328–389; Brosius (1999), S. 691–737; (cluster: englisch fir „Klumpen“).
Als eine der wenigen Quellen zu diesem speziellen Verfahren vgl. Brosius (1999), S. 721–737.
Trotz der hohen Fallzahl könnte durchaus auch eine hierarchische Clusteranalyse durchgefihrt werden. Die Schwierigkeit besteht darin, dass zwischen jeder der untersuchten Personen ein Distanz-oder Ähnlichkeitsmaß berechnet wird. Entsprechend der Zahl der befragten Personen entsteht demnach eine Matrix mit zweimal 20.000 Werten. Auch sind die Werte kontinuierlich neu zu berechnen.
Diese sind zu unterscheiden von struktur-prüfenden Verfahren, die Variablen auf Zusammenhänge hin überprüfen. Dies sind die Regressionsanalyse oder die Varianzanalyse (vgl. Backhaus (2000), S. XXI f. )
So zeigt sich bei der Vier-Faktorlösung, dass deutliche Unterschiede in den Ergebnissen der Faktor-und Clusteranalyse entstehen.
Bei der Clustercenteranalyse selbst bestehen relativ wenige Steuerungs-und Eingriffsmöglichkeiten. Neben den Iterationen wurden die folgenden Einstellungen vorgenommen: Die einbezogenen Variablen - dabei handelt es sich um die gleichen wie bei der angeführten Faktoranalyse - werden einer Z-Transformation unterzogen. Damit wird ein Mittelwert von null und eine Standardabweichung von eins gebildet. Dies stellt sicher, dass bei gleichen Skalen eine Variable mit einer großen Standardabweichung stark ins Gewicht fällt. Auch erfolgt ein „paarweiser Fallausschluss“. Die jeweilige Person wird bei fehlenden Anworten zu einzelnen Fragen nicht generell bei den Analysen ausgeschlossen, sondern nur bei der einen Variable.
Kriterium des Messens ist die euklidische Distanz. Die Iteration wird als zufriedenstellend definiert, wenn eine geringste Distanz von 0,05 erreicht wird (vgl. Brosius (1999), S. 734f.).
Vgl. Wittenberg (1998), S. 161–163.
Vgl. Brosius (1999), S. 728 f.
Vgl. Brosius (1999), S. 729.
Dies ist ein generelles Problem bei der Anwendung der Varianzanalyse. Daher wird in den weiteren Analyseschritten von der Anwendung dieses Verfahrens abgesehen (Vgl. Kapitel 3. 6 ).
Auf Grund fehlender Werte war dies für 101 Personen nicht möglich.
Speziell dieses Ergebnis zu Japan entspricht durchaus auch anderen Erhebungen (vgl. Marten-Grubinger/ Stengel (1995)).
Vgl. Kapitel 3.7.
Vgl. Kapitel 3.1.
Vgl. Dubin/ Goldmann (1972); Dubin/ Champoux/ Porter (1975).
Vgl. Rosenstiel/ Stengel (1987).
Vgl. Pawlowsky (1986a). S.65.
Vgl. MOW International Research Team (1987), S. 176.
Vgl. Huntington (1996). Quelle Haller/ Heschl (1993), S. 292
Vgl. Haller/ Heschl (1993).
Vgl. Haller/ Heschl (1993), S. 296–299.
Vgl. Haller/ Heschl (1993), S. 293.
Auch wurde die Bedeutung von Mikro-und Makrovariablen untersucht (Haller/ Heschl (1993). Als abhängige Variablen wurden jedoch nicht diese Faktorwerte oder daraus abgeleitete Clusterergebnisse herangezogen, sondern die für die Faktoren kennzeichnenden Items (vgl. Tabelle 17). Daher kann in den folgenden Ausführungen kaum Bezug genommen werden auf diese Ergebnisse von Haller und Heschl.
Vgl. Fahrmeir/ Hamerle/ Tutz (1996), S.169–238; Backhaus et al. (2000), S. 70–103.
Daneben ist auch darauf hinzuweisen, dass entgegen der Faktor-oder Clusteranalyse höhere Anforderungen an das Datenmaterial zu stellen sind. So müssen die abhängigen Variablen normalverteilt sein (Backhaus et al. (2000), S. 77).
Vgl. Niederfeichtner (1981), S. 29–35.
Dies stimmt überein mit den in etwa vergleichbaren Ergebnissen der Meaning of Work Arbeitsgruppe (MOW International Research Team (1987), S. 240).
In Schweden sind 28,4 Prozent des weiblichen Erwerbspotentials dem sozialen Muster zuzuordnen. Dagegen gehören nur 16,6 Prozent des männlichen Teils dieser Gruppe an.
Vgl. Niederfeichtner (1981), S. 38f..
Eine Ursache fir dieses Ergebnis könnte sein, dass die erste Kohorte relativ gering besetzt ist. Der Großteil der Befragten ist den anderen Altersgruppen zuzurechnen.
Zu berücksichtigen ist allerdings, dass aufgrund der sehr geringen Bedeutung des katholischen Glau- bens in den Neuen Bundesländern (6,9 Prozent) ein nur eingeschränkter Aussagewert vorhanden ist.
Für Russland ist anzumerken, dass sich hinter der doch sehr gewichtigen Größe der sonstigen Religion die orthodoxe Kirche verbirgt. Es sind 52,1 Prozent der Erwerbsbevölkerung dieser Konfession zuzuordnen.
Diese besteht nur zur Hälfte aus Protestanten. Die zweite Hälfte verteilt sich auf Methodisten und Lutheraner.
Grundsätzlich ist es nicht ganz unproblematisch, die Ausbildungszeit als unabhängigen Faktor zu bezeichnen. Denn er ist nicht angeboren, sondern wird erworben. Da dies jedoch meist in den Lebensphasen vor der ersten Berufsaufnahme erfolgt, wird er dennoch als unabhängiger Faktor aufgefasst.
Dies zeigt sich auch, wenn direkt eine Korrelation zwischen den Ausbildungsjahren der Befragten und dem Item, dass Arbeit das Wichtigste im Leben ist, berechnet wird. Es ergibt sich ein Wert von —0,20. Diese negative Korrelation bedeutet, dass mit zunehmenden Ausbildungsjahren dieser Aussage immer weniger zugestimmt wird. Auch ist leicht erkennbar, dass gleichzeitig die Bedeutung von inhaltlichen Aspekten zunimmt. Die Korrelation zwischen den Ausbildungsjahren und der Wichtigkeit von arbeitsinhaltlichen Aspekten beträgt +0,17.
Wird die Korrelation zwischen den Ausbildungsjahren der Befragten und dem Item, dass Geld eine Möglichkeit zum Geldverdienen ist, errechnet, ergibt sich ein Wert von —0,25. Mit steigenden Ausbildungsjahren wird dieser Aussage immer weniger zugestimmt.
Auch hier stellt sich die Frage der Zuordnung dieser Variable. Es handelt sich um erworbene Kennzeichen. Da sie jedoch von sehr grundsätzlicher Natur sind, werden sie als unabhängige Variablen aufgenommen.
Vgl. Statistisches Bundesamt (1992); International Labour Office (1990).
Dies liegt daran, dass zum Zeitpunkt der Befragung nicht alle erwerbstätig waren und diese Angaben auch nicht in allen Ländern erhoben wurden.
Insgesamt werden im ISCO etwa 350 Berufsgruppen erfasst (Statistisches Bundesamt (1992)).
Die dritte Untergruppe der „Angehörigen von gesetzgebenden Körperschaften und leitende Verwaltungsbedienstete“ ist wegen der geringen Fallzahl nicht als eigene Gruppe aufgenommen worden.
Hierunter fallen Biologen, Pharmakologen, Pathologen, Agrarwissenschaftler und verwandte Wissenschaftler.
Eine Ausnahme davon ist das zweite Einkommensquartil. Jedoch sind die Abweichungen als sehr gering anzusehen.
In einem Land gilt dies in umgekehrter Form. So nimmt in Frankreich der Anteil des idealistischen Musters mit steigenden Einkommen deutlich zu.
Dies könnte auf die hohe Teilzeitquote in diesem Land zurückzuführen sein. Jedoch sind den Daten hierzu keine Angaben zu entnehmen.
Für 89 Prozent der Befragten können dazu Aussagen getroffen werden. Davon gehören im Schnitt ein Drittel einer Gewerkschaft an. Dies trifft besonders stark für die nordischen Länder zu.
Vgl. Hayes (1995).
Vgl. Kapitel 3.5.
Vgl. v.a. Pawlowsky (1986a); MOW International Research Team (1987).
Vgl. speziell zu diesem Thema Tarnai (1995).
Als Wert wird die geographische Höhe der Hauptstadt genommen.
Das Bruttosozialprodukt (inzwischen auch als Bruttonationaleinkommen bezeichnet) ist ein Einkommensindikator. Ausgangsbasis ist das Bruttoinlandsprodukt. Davon werden Einkommen abgezogen, die ans Ausland geflossen sind. Hinzugenommen werden Einkommen von Inländern aus dem Ausland (Hadeler/ Winter/ Arentzen (2000), S. 553 ).
Dieser von den Vereinten Nationen verwendete Index setzt sich aus folgenden Kenngrößen zusammen: Lebenserwartung, Alphabetisierungsrate, Ausbildungszeit, Pro-Kopf-Einkommen (Deutsche Gesellschaft für die Vereinten Nationen e.V. (1999), Hadeler/ Winter/ Arentzen (2000), S. 1459 ).
Vgl. Hadeler/ Winter/ Arentzen (2000), S. 170.
Vgl. Hadeler/ Winter/ Arentzen (2000), S. 1628.
Für Ost-und West-Deutschland kann kein eigener Wert wiedergegeben werden.
Da nicht alle Variablen normalverteilt sind, wurde nicht auf Pearsons R sondern auf Spearmann Rho als Korrelationskoeffizient zurückgegriffen (vgl. Wittenberg (1998), S. 161–165, 170 ).
Zur Vorgehensweise vgl. Fahrmeir/ Hamerle/ Tutz (1996), S. 93–168; Wittenberg (1998), S. 165–169; Backhaus et al. (2000), S. 1–69.
Vgl. Backhaus et al. (2000), S. 22–24.
Eine weitere Fragestellung wäre es, die Bedeutung der Mikro-und Makrovariablen frir die Erklärung der Arbeitsorientierungen zu untersuchen. Es wäre Ziel, herauszufmden, welche Merkmale eine höhere Erkämngskraft besitzen. Aus datentechnischen Gründen ist dies jedoch nicht möglich. Die Untersuchung müßte auf Individuumsebene erfolgen. Die unabhängigen Variablen sind metrisch: die abhängigen nominal. Das Verfahren der Wahl wäre daher die Diskriminanzanalyse (vgl. Backhaus et al. (2000), S. 146f.). Es warden alle wesentlichen Variablen gleichzeitig in die Analyse einbezogen. Dabei zeigte sich die folgende Reihenfolge in der Erklärungskraft: Ausbildungsjahre, Bruttosozialprodukt, Human Development Index. Da jedoch immer wieder auch Angaben fehlen, können nur für 26,3 Prozent der erwerbsfähigen Personen Aussagen getroffen werden. Aus diesem Grunde wurde auf eine entsprechende Analyse verzichtet.
Es zeigt sich ein durchschnittlicher Betrag des Korrelationskoefizienten von 0,16.
Jedoch ist an dieser Stelle nochmals darauf hinzuweisen, dass für die osteuropäischen Länder keine Angaben zur Staatsquote vorliegen (Tabelle 23).
Da die einbezogenen Variablen nicht alle streng normalverteilt sind, wurde als Koeffizient des Zusammenhangs Spearmans Rho herangezogen (Wittenberg (1998), S. 184, 194 ).
Wie in Tabelle 26 zu sehen, ist in gering entwickelten Ländern mit einer hohen Arbeitslosigkeit zu rechnen.
Vgl. Kapitel 1.1.
Auch hier wird eine eigene Clusterzentrenanalyse durchgefiihrt. Grundlage sind die Clusterzentren der ersten Lösung aus der Querschnittsuntersuchung. Es kommt zu einer inhaltlich sehr deckungsgleichen Lösung.
Beim Vergleich mit den Ergebnissen der ersten Clusteranalyse in Abbildung 20 ist zu sehen, dass die Verteilung im Erhebungsjahr 1997 leicht unterschiedlich ist. Zurückzuführen ist dies auf die reduzierte Zahl von betrachteten Ländern.
Zu berücksichtigen ist, dass es sich beim ISSP nicht um eine Paneluntersuchung handelt. Zu beiden Erhebungszeitpunkten wurden jeweils verschiedene Personen befragt (vgl. Harkness (2000)).
Dies ist bereits in Abbildung 22 zu sehen.
Zur Problematik dieses Themas vgl. Maag (1991), S. 43–45.
Vgl. Pawlowsky (1986a), S. 143.
Vgl. Blickle (1998), S. 175; Tarnai et al. (1995), S. 150.
Vgl. Niederfeichtner (1982), S. 231f..
Über die Ursachen kann an dieser Stelle nur spekuliert werden. Vielleicht ist es Ausdruck der bereit• in den 90er Jahren eingesetzten Deregulierung am Arbeitsmarkt, die sich in veränderten Werten und Einstellungen niederschlägt.
Diese Variable konnte aufgrund fehlender Güte nicht mit in die Berechnung der Arbeitsorientierungen aufgenommen werden (vgl. Fußnote 276).
Die Tatsache, dass die Arbeitsorientierungen nun unabhängige Variablen sind, zeigt sich auch in der Art der Darstellung. Dies ist jedoch nicht bei allen Auswertungen sinnvoll.
Für 92 Prozent der Befragten können hierzu Aussagen getroffen werden.
Bei der Länderbetrachtung zeigt sich, dass dies für Großbritannien und die alten Bundesländer gilt.
Angegeben ist der Mittelwert. Ein Wert von 1,6 wie bei der Schweiz bedeutet, dass 60 Prozent der Befragten gerne als Selbständige arbeiten würden.
Demnach arbeiten 11,8 Prozent der Befragten selbständig.
Für 83 Prozent der Befragten liegen gültige Angaben vor. Davon wollen knapp 60 Prozent in einem privaten Unternehmen arbeiten.
Vertiefte länderspezifische Aussagen sind wegen der dann geringen Fallzahlen nicht mehr möglich.
Speziell bei dieser Frage wird auch eine der besonderen Schwierigkeiten der kulturübergreifenden empirischen Forschung deutlich. So kann bereits innerhalb eines Landes der Bedeutungsgehalt von „groß“ und „klein” sehr unterschiedlich sein. Zu vermuten ist, dass besonders bei einem unterschiedlichen kulturellen Hintergrund diese Größe divergiert. Dennoch wird diese Frage als Indikator fir Präferenzen herangezogen.
Vorgegeben wurde eine Ratingskala von 1 („überhaupt nicht wichtig“) bis 5 („äußerst wichtig”).
Auch sind die Ergebnisse hinsichtlich Ausprägung und Intensität in den untersuchten Ländern gleich.
Als nach wie vor wichtigen Sammelband zu diesem Thema vgl. Gehrmann (1986).
Die Skala reichte von 1 „die Zahl der Arbeitsplätze stark verringert“ bis 5 „die Zahl der Arbeitsplätze stark erhöht”.
Auch bei der Betrachtung von Kennzeichen der Person ist kein Zusammenhang mit der Einschätzung vorhanden. Lediglich werden mit zunehmender Ausbildung auch die Auswirkungen als positiv eingeschätzt (Korrelation mit den Ausbildungsjahren: +0,26).
Durch eine tiefergehende grafische Analyse kann auch ausgeschlossen werden, dass es sich um einen verborgenen u-fdrmigen Zusammenhang handelt.
Die Knappheitshypothese von Inglehart (vgl. Kapitel 2.1.2.1) hat eine noch weitreichendere Aussagekraft. Aufbauend auf die Bedürfnishierarchie von Maslow geht sie davon aus, dass die in der prägenden Phase gerade nicht realisierten Aspekte im späteren Leben besondere Relevanz besitzen. Dies kann mit den vorliegenden Daten nicht überprüft werden.
Vgl. Pawlowsky (1986a). Auch zeigt sich in anderen Untersuchungen, dass Arbeitseinstellungen in Beziehung stehen zur tatsächlichen Situation (Meullemann (1998)).
Vgl. Abbildung 43 und Abbildung 45.
Die siebenstufige Skala reichte von eins „völlig unzufrieden“ bis sieben „völlig zufrieden”.
Dies steht im Einklang mit bisherigen Ergebnissen (vgl. z.B. Pawlowsky (1986a), S. 166).
Als Alternative können auch die jeweiligen nationalen Anteile an den Arbeitsorientierungen herangezogen werden. Da diese synthetische Variablen sind und auf den einzelnen Items beruhen (vgl. Kapitel 3.3 und Kapitel 3.4) werden diese direkt herangezogen.
Zur Vorgehensweise vgl. Fahrmeir/ Hamerle/ Tutz (1996), S.437–536; Wittenberg (1998), S. 111–119; Backhaus et al. (2000), S. 328–389; Brosius (1999), S. 691–719. Es wurde ein Clustering nach der Ward-Methode durchgefiihrt. Als Maß wurde die quadrierte euklidische Distanz herangezogen.
Ergänzend zum gewählten Verfahren wurden die Daten alternativen Clusterverfahren unterzogen. Speziell mittels des „Single-linkage“ Verfahrens wurden die Objekte auf Ausreißer hin untersucht.
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Kern, M. (2004). Empirische Ergebnisse zu Arbeitsorientierungen im interkulturellen Vergleich. In: Arbeitseinstellungen im interkulturellen Vergleich. Unternehmerisches Personalmanagement. Deutscher Universitätsverlag. https://doi.org/10.1007/978-3-322-81503-3_3
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