Zusammenfassung
Im historischen Überblick (Kapitel 2) wurde die These entwickelt, daß die Gestaltung der Abfallwirtschaft zu einem Politikfeld geworden ist, welches inzwischen durch Bezüge zu Umweltschutzthemen und allgemeineren politischen Debatten kontrovers zwischen verschiedenen gesellschaftlichen Akteuren verhandelt wird.1 Zur Systematisierung unterschiedlicher Sichtweisen von Akteuren wurde im theoretischen Teil (Kapitel 4) das Konzept der thematischen Rahmungen herangezogen. Als ein Beispiel für solch eine thematische Rahmung kann die Verbindung von Risikogesichtspunkten mit der Abfallverbrennung angesehen werden, die in der Vergangenheit die Wahrnehmung dieser Technik in der Öffentlichkeit deutlich beeinflußt hat.
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Literatur
Unter „Akteuren“ werden hier handelnde Einheiten individueller oder kollektiver Art verstanden.
Ergebnisse des Projektes werden bei Martens (1993) detailliert dargestellt. Dort ist auch der Fragebogen abgedruckt. Weitere Analysen des Materials liegen bei Martens (1994) und Martens (1996a) vor.
Ausführlich geht Martens (1996) auf die Ergebnisse multivariater kanonischer Korrelationsanalysen ein, bei denen die Abhängigkeitsstruktur zwischen den Mengenangaben und erklärenden Variablen betrachtet wird. Die Situation in den Kreisen steht beim Hausmüllaufkommen in einer Beziehung zu dem Stadt-Land-Gegensatz. Bei den Gewerbeabfällen sind hingegen Entsorgungsengpässe, Restlaufzeiten von Deponien und die Gebührenhöhe wichtigere Einflußgrößen (Martens 1996, S. 398).
Zur politischen Diskussion um Standorte für die Sonderabfallverbrennung in Baden-Württemberg vgl. auch Pfetsch (1993).
Die Autoren geben eine konzise Darstellung der Argumentation von Bürgerinitiativen in diesem Bereich. Es werde eine ökologische und gleichzeitig eine demokratische Abfallwirtschaft mit einer weitreichenden Partizipation betroffener Bürger gefordert, weil jeder Mensch in der Gesellschaft Abfallproduzent sei und daher auch jeder/jede einzelne potentiell mitentscheiden solle. Die abfallwirtschaftlichen Defizite der Vergangenheit zeigten, daß Problemlösungen nicht einfach delegierbar seien, sondern zusätzlich zu moralischen Anforderungen für ein umwelt- und abfallgerechtes Verhalten (Séguin/Maheu/Vaillaincourt 1995, S. 201f. sprechen von „neuen Bürden“ des richtigen Verhaltens) müsse die größere Beteiligung der Bürger an abfallwirtschaftlichen Entscheidungen treten. Die Art der Kontroverse illustriert folgende Meldung aus der „Stuttgarter Zeitung“ vom 16.7.93 unter der Überschrift: „Kein Bürgerentscheid über Müll. Ulmer Gemeinderat will sich nicht auf Experimente einlassen.“ Ein Antrag der Grünen-Stadtratsfraktion auf Durchführung einer Bürgerbefragung zur Art der Müllentsorgung (gegen eine geplante Verbrennungsanlage), die auch von einer örtlichen Bürgerinitiative mitgetragen wurde, fand keine Zustimmung im Stadtparlament mit der Begründung, daß die Stadt an Verträge gebunden sei, nicht nur eine Art der Müllentsorgung in Ulm praktiziert würde und daher die Befragung „Unsinn“ wäre. Zudem hätten sich die Bürger schon ausreichend an einem laufenden Planfeststellungsverfahren beteiligen können. Das Ansinnen der Bürgerinitiative wurde von der CDU-Fraktion als „Erpressung“ zurückgewiesen. Von seiten der Befragungs-Befürworter wurde dagegen argumentiert, daß „bei einem Projekt von einer halben Milliarde Mark und möglicherweise gefährlichen Folgen für Mensch und Umwelt der Bürger [...] ein Recht haben [müsse] mit zu entscheiden“.
Über den Stellenwert der Realisierung von Zufallsauswahlen für statistische Schlüsse gibt es eine langandauernde Kontroverse, die auch mit divergierenden Bewertungen der Signifikanz von Signifikanztests für die Sozialwissenschaften zusammenhängt. Ich gehe davon aus, daß in diesem konkreten Fall aufgrund der Restriktionen bei der Stichprobenziehung die Möglichkeiten schließender Statistik eingeschränkt sind (vgl. auch Bortz 1993, S. 84f.).
Vergleichbare Differenzierungen der Stichprobe ergeben sich bei den Antworten auf die Fragen nach Lösungskonzepten des Abfallproblems und nach Veränderungen politischer Rahmenbedingungen.
Die Reihenfolge der Zeilen und Spalten der Tabelle richtet sich nach den Ergebnissen einer Korrespondenzanalyse (Greenacre 1993). Die Zeilen und Spalten wurden entsprechend ihrer Ähnlichkeit bzw. Unähnlichkeit umgruppiert. Die Tabelle gibt so die kontroversen Einschätzungen, aber auch die Ähnlichkeiten zwischen den Befragtengruppen und den Kennzeichnungen der Abfallsituation wieder. Diese Umgruppierung von Zeilen und Spalten, um Datenstrukturen besser sichtbar zu machen, wird als „Seriation“ bezeichnet und ist unter anderem ein gängiges multivariates Verfahren der Datenanalyse in der Archäologie.
Es wurden chi2-Tests durchgeführt. Bis auf die oben erwähnten Ausnahmen unterschritt die Irrtumswahrscheinlichkeit bei Ablehnung der Nullhypothese immer 0,05.
Keller (1998) unterscheidet in seiner Darstellung des bundesdeutschen Abfalldiskurses zwischen dem strukturkonservativen Diskurs der technisch-ökologischen Modernisierung und dem kulturkritischen der politisch-ökologischen Restrukturierung. In seiner Beschreibung dieser Klassifizierung lassen sich Ähnlichkeiten zu den oben referierten Positionen finden. Im Vergleich zu französischen Auseinandersetzungen über abfallpolitische Optionen, liege in Deutschland eine „politisierte Kultur ökologischer Kommunikation“ vor (S. 291).
In der Arbeit von West, Lee und Feiock (1992, S. 115; vgl. ebenfalls Kapitel 4.4) werden Orientierungen von Mitarbeitern aus Entsorgungsbetrieben im Vergleich zu denen von „environmentalists“ referiert. Die Autoren schreiben, daß Umweltgefährdungen, die mit dem Betrieb von Entsorgungsanlagen verbunden sind, aber auch Maßnahmen zur Verwertung und Vermeidung, von den Beschäftigten in der Abfallwirtschaft geringer bewertet werden. „This bias may be present among solid waste administrators in general, as a consequence of their training and experience.“
Das Verfahren zeichnet sich dadurch aus, daß die Abweichungen einer empirisch gegebenen Tabelle von der Nullhypothese (es besteht kein Zusammenhang der Merkmale) grafisch in einem neuen Koordinatensystem von Hauptachsen dargestellt werden (Greenacre 1993). Ähnlichkeiten zwischen Kategorien drücken sich in einer räumlichen Nähe der jeweiligen Punkte aus. In der Abbildung ist eine sogenannte „asymmetrische Darstellung“ der Zeilen- und Spaltenpunkte gewählt worden. Dadurch stellen die sechs Punkte der Befragtengruppen mögliche Extreme des Antwortverhaltens dar. Je näher die Antwortkategorien zu einem dieser Extrempunkte liegen, desto größer ist der Anteil der Befragten in der jeweiligen Gruppe, der das entsprechende Informationsverhalten aufweist. Im Falle exklusiver Zusammenhänge (eine Gruppe nutzt ausschließlich eine Informationsquelle, während sämtliche anderen Gruppen hierauf nicht zurückgreifen) würden Spalten- und Zeilenpunkte zusammenfallen. Analog zur herkömmlichen Faktorenanalyse können die neuen Koordinatenachsen inhaltlich durch die Variablen beschrieben werden, die mit ihnen hoch korrelieren. Ebenso können den Hauptachsen der Korrespondenzanalyse Anteile der Gesamtvariation der Daten zugeordnet werden, um die Erklärungsleistung der Achsen zu bewerten.
Es wurde gefragt, inwiefern verschiedene Institutionen nach der Überzeugung der Befragten glaubwürdige Informationen über Entsorgungsanlagen zur Verfügung stellen.
Die standardisierten Regressionskoeffizienten betragen in diesem Fall („Glaubwürdigkeit“ ist mit 1 codiert, „Unglaubwürdigkeit“ mit 5): Medien 0,21, interessierte Öffentlichkeit 0,26, Politik 0,16, Schule 0,30, Wirtschaft 0,24, Behördenmitteilungen in bezug auf Sonderabfall —0,17, in bezug auf Abfall —0,07. Der letzte Regressionskoeffizient ist nicht signifikant auf einem Fehlerni veau von 0,05. (Aufgrund der Codierung wird ein positiver Einfluß auf die Glaubwürdigkeit durch einen negativen Koeffizienten ausgedrückt.)
In einer, anhand der hier verfügbaren Daten operationalisierten Form wird der Stellenwert dieser constraints in der Wahrnehmung der Befragten noch einmal aufgegriffen, vgl. Abschnitt 6.2.7. Bezogen auf die individuellen Verbraucher (bzw. Abfallproduzenten) geht es um die Frage, wie die Angebotsseite bei der Abfallvermeidung von den Befragten eingeschätzt wird.
Es sei aber noch einmal daran erinnert, daß die rechtliche Fixierung der Hierarchie in der Bundesrepublik elf Jahre gedauert hat und daß in der Kommentierung der historischen Entwicklung ein Vollzugsdefizit abfallvermeidender Maßnahmen beklagt wird (vgl. Kapitel 2.4.2). Looß (1996, S. 412) attestiert der Abfallvermeidung bislang ein „Schattendasein“ als inhaltsleerer Hoffnungsträger.
Vgl. Bortz (1994, S. 559ff.). Analog zu Regressionsmodellen muß bei Diskriminanzanalysen ein metrisches Datenniveau vorausgesetzt werden, was eine extensive Interpretation des vorliegenden Datenniveaus bedeutet. Die Wirksamkeit der Maßnahmen wurde auf einer fünfstufigen Ordinalskala gemessen.
Verbote werden hier als restriktivere Maßnahmen verstanden, da Einschränkungen ja auch auf einer freiwilligen Basis möglich wären.
Zur inhaltlichen Interpretation der Diskriminanzfunktion werden oft die Korrelationskoeffizienten zwischen diesen Funktionen und den ursprünglichen Variablen herangezogen.
Damit werden im Gegensatz zur Diskriminanzanalyse, bei der ein metrisches Meßniveau unterstellt werden muß, die zugrundeliegenden ordinalen Daten nicht extensiv interpretiert. Grundzüge der Vorgehensweise auf der Basis der vorliegenden Befragungsdaten werden bei Martens (1994) erläutert. Eine Gegenüberstellung der Ergebnisse beider Verfahren wird in Martens (1996a) gegeben. Auf diesem Aufsatz beruhen die obigen Ausführungen.
Analog zu der traditionellen binären Codierung mit jeweils einer Ausprägung für „Auftreten“ bzw. „Nicht-Auftreten“ einer Eigenschaft, wird bei der „codage double“ für ordinale Merkmale eine zweite Variable definiert, die gerade die entgegengesetzte Bedeutung der ersten besitzt. Hat zum Beispiel eine Variable „Wirksamkeit der Maßnahme X“ die Ausprägung 1 auf einer fünfstufigen Skala mit den Endpunkten 0 und 4, dann besitzt die entgegengesetzte Variable „Unwirksamkeit der Maßnahme X“ den Wert 3 = 4 — 1. Diese Datentransformation besitzt Vorteile bei dem Verfahren der multiplen Korrespondenzanalyse für ordinale Variablen (Greenacre 1993, S. 163). In den grafischen Darstellungen der multiplen Korrespondenzanalysen geben die Punkte der Ausprägungen die Schwerpunkte aller Objekte (in unserem Fall aller Befragten) wieder, die das entsprechende Merkmal aufweisen. Ausprägungen mit einer geringeren Häufigkeit liegen weiter entfernt vom Ursprung des Koordinatensystems (Greenacre 1984, S. 175).
Bei dieser Art der Analyse sind die Anteile der erklärten Varianz immer geringer als bei der einfachen Korrespondenzanalyse. Dies liegt zum Teil daran, daß die Streuung der Datentabelle sich auf eine größere Zahl von Hauptachsen verteilen muß. In diesem Fall sind es 25. Bei Greenacre (1993, S. 145) wird eine Korrekturformel hergeleitet, um zu verläßlicheren Abschätzungen der Erklärungskraft der Achsen zu kommen. Diese Formel wurde hier zur Korrektur der Eigenwerte angewendet. Die drei ersten ursprünglichen Eigenwerte ohne Korrektur betragen 0,097 (entsprechend 25 % der Streuung), 0,052 (13 %) und 0,041 (10%).
Bei der Unterscheidung von aktiven und ergänzenden Variablen, wird das Koordinatensystem der Hauptachsen durch die erste Art von Merkmalen berechnet. Die ergänzenden Variablen werden nur in das vorliegende Koordinatensystem eingezeichnet. Sie haben keinen Einfluß auf die Ergebnisse der Korrespondenzanalyse, sondern sind rein deskriptive Größen, die zur besseren Be
schreibung der Objekte und zur Klärung statistischer Zusammenhänge genutzt werden können (Greenacre 1993, S. 95ff.).
In der Befragung wurde darauf verzichtet Parteimitgliedschaften oder -präferenzen zu erheben, da vermutet wurde, daß solche Fragen die Rücklaufquote negativ beeinflussen könnten.
Eine niederländische Autorengruppe referiert in dem von Smits herausgegebenen Buch eine kultursoziologische Deutung für solche Auffassungen: „It is clear [...] that people have more positive feelings about inciniration than they do about disposal. [...] people, lacking negative experiences with inciniration, are more attracted to the idea of the combustion of waste (fire being equivialent to a ristualistic, purifying agent) than to ,garbage dumps“ (Smits 1996, S. 175). Angesichts der Diskussionen über Schadstoffemissionen von Müllverbrennungsanlagen, scheint mir die reinigende Funktion des Feuers eine zu einfache Deutung wenigstens für die Bundesrepublik zu sein.
Dieser Anteil bezieht sich auf die Frage, ob mit Hilfe von Vermeidung, Recycling, Verbrennung oder Deponierung (von Hausmüll bzw. Sonderabfällen) eine Problemlösung erreicht werden könnte. 31,1 % der Befragten haben bei mindestens einer von sechs Antwortmöglichkeiten mit „weiß nicht“ geantwortet.
Bei detaillierteren Analysen zur Meinungslosigkeit zeigt sich, daß die Anzahl der „weiß-nicht“Antworten untereinander korreliert. Wer meinungslos zur Sonderabfall-Entsorgung ist, kreuzt auch bei den Hausmüll-Items eher „weiß nicht“ an. Der Produktmomentkorrelationskoeffizient nimmt in diesem Fall den Wert 0,55 an. Die entsprechende Korrelation zwischen Verbrennung und Deponierung beträgt 0,56. Es existieren aber keine statistischen Zusammenhänge zwischen der Anzahl der „weiß-nicht“-Antworten und angenommenen Informationsdefiziten oder der Zugehörigkeit zu einer Befragtengruppe.
Hier besteht ein Gegensatz zu den Items, die sich auf Maßnahmen zur Abfallvermeidung beziehen. Dort ist die Überstimmung in den positiven Antworten größer als in den ablehnenden Voten (vgl. Abschnitt 6.2.5). Als Hypothese formuliert, könnte man vermuten, daß die Vollzugsdefizite abfallvermeidender Maßnahmen (die als Manko des Abfallgesetzes gesehen werden) sich auch in der Zurückhaltung der Befragten zeigten, überhaupt Rahmenbedingungen zur Verbesserung der Situation positiv zu benennen.
Bei t-Tests für die beiden aggregierten Befragtengruppen I und II ergeben sich signifikante Unterschiede für alle Variablen bis auf „frühzeitige Informationen“, „Transparenz des Planungsverfahrens“ und „niedrigere Grenzwerte“. Die Irrtumswahrscheinlichkeiten unterschreiten in den anderen Fällen zum großen Teil merklich 5 %.
Der Mittelwert des Indexes liegt bei 1,7 (1 = wirksam, 5 = unwirksam). Die Standardabweichung beträgt 0,7. Es wurden zusätzlich noch Regressionsanalysen durchgeführt, um zu bestimmen, ob Zusammenhänge zwischen dem angenommenen Einfluß einzelner Akteure zur Abfallvermeidung und -verwertung beizutragen und der Indexvariablen bestehen. Diese lassen sich nicht nachweisen, die Streuung des Indexes kann kaum durch die Zugehörigkeit zu einer Befragtengruppe oder durch den unterstellten Einfluß einzelner Akteure erklärt werden. Folglich sehen die meisten Befragten strukturelle Gegebenheiten als handlungsbegrenzende oder ermöglichende „constraints“ an, auch wenn sie von einem großen Einfluß der Individuen ausgehen.
Der Begriff bezieht sich auf die Differenzierung „externer“ und „interner“ Gründe für bestimmte Deutungsmuster (Abschnitt 4.6).
Es wurden Diskriminanzanalysen und logistische Regressionen gerechnet, wobei die abhängige Variable immer die berufliche Beschäftigung mit dem Abfallproblem war. Als erklärende, unabhängige Variablen wurden die im Text erwähnten Merkmalsgruppen einbezogen.
Es wurden Pfadmodelle mit Hilfe von Lisrel geschätzt (Jöreskog/Sörbom 1989). Die Parameterschätzungen wurden mit Hilfe der Maximum-Likelihood- und der Unweighted-Least-SquaresMethode vorgenommen. Bei dem zweiten Verfahren (ULS) werden keine Annahmen über Verteilungen der Variablen getroffen. Bei dichotomen Merkmalen sind daher ULS-Schätzungen zu empfehlen. Im weiteren werden ausschließlich diese ULS-Ergebnisse dargestellt.
Die Pfadkoeffizienten sind als standardisierte Regressionsgewichte aufzufassen, die innerhalb eines Modells, unabhängig von den jeweiligen Skalen der Variablen, verglichen werden können. Unter der Voraussetzung des Modells drücken die Koeffizienten Wirkungsbeziehungen aus. Sie „beweisen“ jedoch nicht die Existenz von Kausalwirkungen zwischen den Variablen, da mehrere Modelle mit den empirischen Korrelationen im Einklang stehen können (vgl. Bortz 1993, S. 438f.).
Die Begrifflichkeit ist der Lisrel-Terminologie angeglichen (Jöreskog/Sörbom 1989). Es wird jedoch kein Meßmodell postuliert, sondern nur ein Strukturmodell geschätzt.
Im Fragebogen wurde bei diesen Items zwischen Abfall und Sonderabfall differenziert. Falls nichts weiter angegeben wird, werden in die Bildung der Indizes beide Arten von Variablen aufgenommen (dies gilt ebenso für die Indizes „Kritik“ und „Risiko“ des Abschnitts 6.3.3). Da ein Ergebnis der vorangegangenen Analysen war, daß die Unterschiede in bezug ruf Wahrnehmungen der Abfallsituation kontroverser sind als bei den Sonderabfällen, werden zum Teil nur ein zelne Items für die Indexbildung genutzt. In diesen Fällen werden sie mit einem „A“ gekennzeichnet (vgl. Tabelle 6.2).
Das entsprechenden Pfadmodell wurde hier nicht gesondert abgebildet. Die erklärte Varianz für die Index-Variable liegt in diesem Fall bei 38 %. Der totale Determinationskoeffizient, der den gemeinsamen Effekt aller exogenen Variablen auf die endogenen wiedergibt, liegt bezogen auf das zweite Modell bei 0,31, beim ersten Pfadmodell nimmt er den Wert 0,23 an. Die Aussagekraft dieser Maßzahl darf nicht überschätzt werden, da sie von der Größe der Fehlervarianzen der einzelnen Variablen abhängig ist (vgl. Bollen 1989, S. 118f.).
Vertrauen kann als ein relationales Merkmal aufgefaßt werden, das sich auf mindestens zwei Akteure bezieht. Es wird mit einem Zeitproblem sowie einem Informationsproblem in Verbindung gebracht: Leistungen zwischen Akteuren können nur zeitversetzt und sequentiell ausgetauscht werden, und es besteht immer die Unsicherheit (ein Informationsdefizit) darüber, ob das Vertrauen gerechtfertigt ist. „Abstellend auf diese beiden Probleme läßt sich Vertrauen als ein Mechanismus sehen, der das Zeitproblem überwindet und die Informationsunsicherheit überbrückt, und zwar dergestalt, daß ein Akteur, nämlich derjenige, der Vertrauen schenkt, eine einseitige Vorleistung erbringt“ (Preisendörfer 1995, S. 264).
Die Fragen und Antwortmöglichkeiten lauten: (a) „Wer gibt Ihrer Ansicht nach glaubwürdige Informationen über Sonderabfall-Entsorgungsanlagen? [...] Behörden; Betreiber von Entsorgungsanlagen; Umweltministerium Baden-Württemberg.“ Die Variablen können die Werte 1 = glaubwürdig bis 5 = unglaubwürdig annehmen. (b) „Meinen Sie, daß die für Sonderabfälle zuständigen Landesbehörden alles tun, um Umweltbelastungen auf ein Minimum zu reduzieren; ... wissen, wie man mit Sonderabfällen umgeht; ... sich ernsthaft um umweltverträgliche Lösungen bemühen; ... sich ernsthaft um entsorgungssichere Lösungen bemühen?“ Es wurde auf einer sechsstufigen Skala mit 1 = ja bis 6 = nein gemessen.
Es wurden wiederum Diskriminanzanalysen und logistische Regressionen gerechnet, die eine methodische Alternative zu Diskriminanzanalysen darstellen (Urban 1993).
Die Parameter des Modells in Abbildung 6.6 wurden wiederum mit Hilfe von Lisrel geschätzt. Es wurde auf ein Meßmodell verzichtet. Die Variablen und Indizes werden als direkt meßbare Indikatoren aufgefaßt.
Die Auswahl der Variablen für die Indexbildung aber auch die der exogenen Merkmale erfolgte auf der Grundlage der vorangegangenen Auswertungen. Es wurde zum Beispiel Wert darauf gelegt, daß die entsprechenden Variablen ein großes Diskriminanzpotential für die Akteursgruppen besitzen.
Die Pfadmodelle des Abschnittes 6.3.1 wurden nochmals mit dieser Stichprobe geschätzt. Die Abweichungen zwischen den Pfadkoeffizienten der gleichen Modelle für die beiden Stichproben beschränken sich auf die zweite Stelle nach dem Komma, so daß die Aussagen, die für die vorgestellten Strukturmodelle getroffen wurden, auch für die kleinere Stichprobe der 559 Fälle gelten.
Es sollte beachtet werden, daß die „Interpretationsrichtung“ der Glaubwürdigkeits- und der Vertrauens-Variablen invers zu denen der anderen exogenen Merkmale ist. Aus diesem Grunde besteht beispielsweise für die Variable „Vertrauen“ in staatliche Institutionen ein positiver Zusammenhang mit dem Index „Risiko“ (der Pfadkoeffizient beträgt 0,16 vgl. Abbildung 6.6). Mißtrauen (hohe Werte für „Vertrauen“) geht dementsprechend mit großen Werten des RisikoIndexes einher. Für die Indizes „Verbote“ und „Planungsoptimierung“ ist die Interpretation gerade umgekehrt, jedoch in der Logik der Variablen „Vertrauen“: Bei einem Mißtrauen besteht eine negative Beziehung zum Index „Verbote“, wobei jedoch — ebenso wie beim Merkmal „Planungsoptimierung“ — die Wirksamkeit durch kleine Werte ausgedrückt wird. Daher hängt das Mißtrauen in staatliche Institutionen mit der Propagierung von Verboten und der Ablehnung von Maßnahmen zur Planungsoptimierung zusammen (die Pfadkoeffizienten nehmen die Werte —0,10 und 0,10 an).
Ein ähnliches Ergebnis referieren Ostry, Hertzman und Teschke (1995, S. 101) auf der Basis von drei kanadischen Studien, in denen die Wahrnehmung von Entsorgungsanlagen durch Anwohner behandelt wurde.
Die Unterschiede zwischen den Ergebnissen der verschiedenen Analyseverfahren, zum Beispiel die Differenzen in der Bewertung von Abweichungen zwischen der interessierten Öffentlichkeit und der Verwaltung, die ja nach den Auswertungen des Kapitels 6.1 relativ groß sind (vgl. Tabelle 6.2), ist auf unterschiedliche Eigenschaften der Verfahren zurückzuführen. In den hier vorgestellten Strukturgleichungsmodellen wird der Einfluß von Variablen unter Konstanthaltung sämtlicher anderer Merkmale geschätzt (wobei mögliche Kolinearitäten zwischen abhängigen Variablen problematisch sein können und Verteilungsannahmen getroffen werden müssen). Demgegenüber beruht beispielsweise die Seriation in der Tabelle 6.2 auf einer qualitativ orientierten Bewertung der Abweichungen zwischen Mittelwerten verschiedener Stichproben jeweils bezogen auf ein Item. Diese Form der Auswertung ist also nicht „multivariat“ in der Weise, wie es die hier vorgestellten Pfadmodelle sind. Der Unterschied zwischen den Methoden ist der einer eher punktuellen gegenüber einer kontextuellen Sichtweise.
In den 80er Jahren „[Brian Wynne] proposed the now widely accepted point that people judge risk according to their perception of its controlling agents“ (Turner/Wynne 1992, S. 123).
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Martens, B. (1999). Deutungsmuster des Abfallproblems und seiner Lösungen in der Sicht unterschiedlicher Akteursgruppen. In: Die gesellschaftliche Resonanz auf das Abfallproblem. Deutscher Universitätsverlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-08211-8_6
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