Zusammenfassung
Die Frage nach möglichen permanenten Abweichungen der Fernsehgeneration von den älteren Kohorten ist also selbst für den Bereich des Rezipientenverhaltens noch weitgehend offen. Eine empirische Untersuchung stößt jedoch auf das Problem, daß nur wenige Daten zur Mediennutzung der Bevölkerung überhaupt für Kohortenanalysen geeignet sind. Im Grunde existiert in Deutschland nur eine einzige kontinuierliche Erhebung, die den Umgang der Gesamtbevölkerung mit den Medien über einen genügend langen Zeitraum hinweg erfaßt und weitgehende Vergleichbarkeit der Daten im Zeitverlauf gewährleistet: die Langzeitstudie Massenkommunikation. Diese Studie wurde daher auch für den empirischen Teil dieser Arbeit herangezogen. 83
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Literatur
An dieser Stelle sei der ARD-Werbung und dem ZDF als den Trägern der Langzeitstudie, namentlich Frau Prof. Dr. Marie-Luise Kiefer und Herrn Dr. Bernward Frank, für die Freigabe der Daten zur Sekundäranalyse gedankt.
Die Rohdaten der ersten Erhebung (1964) existieren nicht mehr. Da für die Zwecke der vorliegenden Untersuchung Neuauswertungen notwendig waren, konnte die erste Erhebung nicht einbezogen werden. Allein für die erforderliche Neugewichtung (vgl. Anhang 2) ist der Zugriff auf die Rohdaten Voraussetzung. Außerdem sind die verfügbaren Auswertungen der Erhebung von 1964 (vgl. DIVO-Institut/Infratest 1966) zu undifferenziert, als daß man Daten daraus für kohortenanalytische Untersuchungen verwenden könnte. So fehlen bereits die dafür unabdingbaren Aufgliederungen nach dem Merkmal Alter. Die folgenden Ausführungen beziehen sich daher (soweit nicht im Einzelfall anders angegeben) immer nur auf die Erhebungen 1970, 1974, 1980, 1985 und 1990.
Die Erhebung mit der Stichtagmethode (vgl. Hess 1974; Unholzer 1973) erlaubt bei gleichmäßiger Verteilung der jeweils auf den Vortag als Stichtag bezogenen Interviews auf die Wochentage Dienstag bis Sonntag Gesamtaussagen über das Nutzungsverhalten am „durchschnittlichen Werktag“ (Montag bis Samstag). Insbesondere wurde hier nicht nur die Nutzung „gestern“, sondern der vollständige Tagesablauf ( Mediennutzung und sonstige Tätigkeiten) am Stichtag erfaßt. Das dabei verwendete Tagesablaufschema ist in Viertelstunden-Intervalle eingeteilt.
Wesentliche Erweiterungen waren z. B. die Erhebung von kommunikativen und anderen Freizeittätigkeiten über die Mediennutzung hinaus (ab 1980) und die Aufnahme von Items zur Erfassung von Wertetypen, der Wichtigkeit von Lebensbereichen, der Wahrnehmung von sozialem Wandel, der politischen und lokalen Integration und des Abwechslungsreichtums des Lebens (ab 1985 ). Umfangreiche Erweiterungen, durch die der Differenzierung des Mediensystems in öffentlich-rechtliche und privatrechtliche Rundfunkanbieter Rechnung getragen wurde, kamen 1990 hinzu. Im Rahmen dieser Untersuchung haben die Erweiterungen des Erhebungsprogramms jedoch keine große Bedeutung, da hier fast allen Auswertungen alle fünf Erhebungen von 1970 bis 1990 zugrundeliegen.
Zwar hätte man die montags durchgeführten Interviews nicht generell zu streichen brauchen, sondern nur für die Auswertungen von stichtagbezogenen Variablen. Es erschien aber angebracht, diese Interviews im Hinblick auf einen möglichen, aber nicht generell (für alle Erhebungen) prüfbaren Einfluß des Befragungstages auf nicht stichtagbezogene Aspekte der Mediennutzung und Medienbewertung grundsätzlich auszuschließen (vgl. zu solchen Einflüssen auch Anhang 1.7).
Vgl. zur Kritik und Würdigung der Langzeitstudie Massenkommunikation Bessler (1986), Krotz (1993), Langenbucher, Räder und Weiß (1978), Renckstorf (1975, 1978, 1989 ), W. Schulz (1988) und Weiß (1978).
Die Varianz des Mediennutzungsverhaltens innerhalb der Altersgruppen bzw. Kohorten ist generell hoch. Korrelationen, die bei aggregierter Betrachtung deutlich sind, können daher bei Betrachtung auf der Individualebene nahezu verschwinden bzw. unsichtbar bleiben. Niedrige Anteile erklärter Varianz bei Analysen auf der Individualebene bedeuten aber nicht unbedingt, daß kaum Unterschiede zwischen den Gruppen bezüglich der abhängigen Variablen vorliegen (oft sind die Effekte im Gegenteil stark), sondern in vielen Fällen nur, daß die Varianz in den Gruppen (noch) groß ist (vgl. Bass, Tigert und Lonsdale 1968; Wheatley, Chiu und Stevens 1980 ).
Das Identifikationsproblem der Kohortenanalyse ist designimmanent und von der verwendeten Analysemethode unabhängig. Beim Einsatz von statistischen APK-Modellen tritt es deutlich zutage. Dagegen wird es von Forschern, die Kohortentabellen oder graphische Darstellungen der Tabellendaten unmittelbar interpretieren, meist gar nicht wahrgenommen. Entsprechend können gerade bei solchen Analysen Fehlinterpretationen unterlaufen.
Vgl. zur Diskussion dieser Problematik Fienberg und Mason (1978, 1985), Glenn (1976, 1977), Kupper, Janis, Karmous und Greenberg (1985a, 1985b), W. M. Mason und Fienberg (1985), W. M. Mason, K. O. Mason und Winsborough (1976), Rodgers (1982a, 1982b) sowie H. L. Smith, Mason und Fienberg (1982).
Kohorten-und Alterseffekt werden dabei quasi zerlegt. So geht etwa ein Teil des Kohorteneffektes auf Bildungsstrukturunterschiede zwischen den Kohorten zurück, und es verbleibt ein nicht bildungsbedingter Rest-Effekt. In ähnlicher Weise läßt sich der Alterseffekt um diejenigen Komponenten bereinigen, die durch die Zunahme des mittleren Bildungsniveaus der Kohorten im Ausbildungsalter sowie durch bildungs-und geschlechtsbezogene selektive Mortalität im höheren Alter bedingt sind.
Vgl. Anhang 2.9 zur Angleichung der Zahl der gewichteten Fälle der Erhebung 1990 im Zuge der Neugewichtung.
In solchen Fällen (vgl. etwa Fritz 1988) kann es zu schwerwiegenden Fehlinterpretationen kommen.
Alters-und Kohorteneffekt sind dafür nicht geeignet, da beide sich durch die Aufnahme von Bildung und Geschlecht in das Modell verändern. Allenfalls käme eine partielle Fixierung des Alterseffektes in Betracht (vgl. auch Anhang 2.3). Dies wäre jedoch mit zahlreichen Problemen verbunden.
Diese Voraussetzung ist hier für Bildung erst nach der Neugewichtung gegeben (vgl. Anhang 2).
So wurde der statistische Einfluß des Merkmals Bildung in Richtung und Stärke bestimmt; oft kann die Kenntnis des Bildungseffektes Hinweise auf die wahrscheinliche Orientierung des Kohorteneffektes geben. Ebenfalls wurden jeweils die drei möglichen 2-FaktorenModelle mit linearen Effekten untersucht; diese erlauben eine besonders einfache Begutachtung derjenigen Kombinationen linearer Effektkomponenten, die überhaupt mit den Daten vereinbar sind. In die Überlegungen wurde ferner die möglicherweise gegebene Gleichläufigkeit und Formähnlichkeit von Perioden-und Kohorteneffekt (bei den jüngeren Kohorten, unter Berücksichtigung etwaiger stärkerer bildungsbezogener Kohortendifferenzen) einbezogen. Außerdem wurden die nichtlinearen Komponenten aller drei Effekte systematisch separat untersucht und auf statistische Signifikanz geprüft; diese Analysen erlauben oftmals bereits gute Aussagen über die Krümmungen der gesamten Effekte.
Dabei wurde auch beachtet, daß der Alterseffekt hier aufgrund der Datenbasis quasi zusammengesetzt ist. Die unterschiedlichen Bereiche des Alterseffektes basieren auf den Veränderungen, die in jeweils anderen Kohorten beobachtet werden konnten, sind also mehr oder weniger stark kohortenspezifisch — mit gewissen Übergängen. Festgestellte Alterseffekte sind daher immer auch auf die betreffenden Kohorten (und ihre Biographien) zu beziehen. Und es wird von daher verständlich, daß diese Alterseffekte eine gewisse Nähe zu den Unterschieden, die zwischen den Altersgruppen in einzelnen Querschnitterhebungen beobachtet werden können, aufweisen. Eine solche Querschnittanalyse stellt im Prinzip den ungünstigsten Extremfall dar: Kohorteneffekt und Alterseffekt fallen vollständig zusammen. Die entsprechenden Effekte, so wie sie hier im APK-Modell ermittelt werden, repräsentieren nun eben nicht das andere — günstigste — Extrem, sondern nehmen eine mittlere Position ein.
Im vorliegenden Zusammenhang sind dabei fast ausschließlich die elektronischen Medien relevant. Veränderungen treten hier meistens als Erweiterungen des Angebots auf.
De Voider wies früh darauf hin, die Nutzung nebenbei sei ein spezifischer Vorteil des Radios — vor allem beim Autofahren. Er sagte voraus, die Radionutzung werde mit der Verbreitung des Automobils zunehmen: „Das Auto ist eine dem Radio verbündete Macht“ (De Voider 1963, S. 4295.
Nach 1980 kann allerdings der Anteil der Personen mit drei, vier oder noch mehr Radiogeräten im Haushalt noch stark angestiegen sein. Veränderungen „innerhalb“ der Gruppe derjenigen, die zwei oder mehr Geräte im Haushalt zur Verfügung haben, sind aus den genannten Zahlen nicht ablesbar.
Wild gibt den Anteil der Bevölkerung mit Autoradio im Haushalt für 1971 mit 21% an, für 1981/82 dagegen bereits mit 67% (vgl. Wild 1989, S. 289). Bei den Zahlen handelt es sich jedoch offenbar um die Anteile der „Haushalte“, die jeweils über einen PKW mit Autoradio verfügen (siehe auch Franz, Klingler und Jäger 1991, S. 405 ).
Vgl. dazu im einzelnen S. J. Cutler und Hendricks (1990), Gordon, Gain und Scott (1976), Kleiber und Kelly (1980), Osgood und Howe (1984), Parker (1976), Prahl (1988), Rapoport und Rapoport (1975), Scheuch (1977), Schmitz-Scherzer (1974), Tokarski (1989), Tokarski und Schmitz-Scherzer (1985), Uttitz (1985) und Vester (1988).
Eine andere (bzw. zusätzliche) Erklärung für die in Querschnittdaten beobachtbaren Unterschiede zwischen den Altersgruppen wäre die unterschiedliche Freizeitsozialisation der betreffenden Kohorten (vgl. Kapitel 2.1.2).
Vgl. ähnlich auch bereits Sturm (1968).
Diese Aussage hat bezogen auf den gesamten Zeitraum 1970 bis 1990 auch dann Gültigkeit, wenn man die zunehmende Verbreitung des Videorecorders berücksichtigt.
Die Jugendzeit ist eine Phase starker Diskontinuität — mit entsprechenden Konsequenzen für das Mediennutzungsverhalten (vgl. Bonfadelli et al. 1986; McLeod und O’Keefe 1972). Dies gilt auch noch für den Übergang in die Erwachsenenphase. Das Mediennutzungsverhalten der Heranwachsenden kann daher nur im Zusammenhang mit den wesentlichen Veränderungen in dieser Altersphase verstanden werden (vgl. McLeod und O’Keefe 1972, S. 142; siehe auch Bonfadelli et al. 1986 ).
Angesichts der hier — noch — vorherrschenden Sehgewohnheiten müßte man in Deutschland noch weiter einschränken: mit Ausnahme zumindest auch eines größeren Teils der für Tätigkeiten im Haus benötigten Zeit. Darüber hinaus ließ in Deutschland bis in die 80er Jahre hinein das Programmangebot das Fernsehen zu allen Tageszeiten gar nicht zu.
Überblicke zur (amerikanischen) Forschung über das Fernsehverhalten älterer Menschen geben auch A. M. Rubin (1982) und Fouts (1989).
Auch hier bilden Querschnittstudien die Basis der Erkenntnisse. Von daher besteht die Gefahr, daß Unterschiede, die hier mit dem Lebensalter in Verbindung gebracht werden, tatsächlich Kohortendifferenzen sind. Die Befunde stammen aber aus zeitlich auseinander liegenden Untersuchungen, so daß das Gesamtbild einigermaßen richtig sein dürfte.
Allerdings zählt in den letzten Jahren das Fernsehen aufgrund entsprechender neuer Pro- grammangebote für das jüngere Publikum mehr und mehr mit zu diesen Musikmedien.
Salthouse ( 1985, S. 157 ff.) nennt unter anderem den Vergleich mehrerer zeitlich möglichst weit auseinander liegender Querschnitte und den interkulturellen Vergleich als Techniken zur Trennung von Alterseffekten und Kohorteneffekten in Querschnittuntersuchungen.
Einschließlich der wegen fehlerhafter Daten 1970 sonst nicht mitanalysierten Variablen.
Auf Unterschiede zwischen diesen und den bei Kiefer (1992) ausgewiesenen Werten kann an dieser Stelle nicht näher eingegangen werden. Wesentliche Ursachen von Unterschie- den sind jedoch im Zusammenhang mit der Datenaufbereitung und den Vergleichbar- keitsprüfungen in Anhang 1 aufgeführt.
Zwischen 1970 und 1974 war der Einstellungsrückgang beim Fernsehen stark, bei den Medien Radio und Tageszeitung dagegen relativ schwach (vgl. ki. 1975d, S. 413 f.). Kiefers damalige Interpretation dieses Trends: Das Fernsehen habe „nicht mehr den Bonus des faszinierend-neuen Mediums“ (ki. 1975d, S. 414). Als Anzeichen für eine nachlassende Faszination des Fernsehens könne auch die zwischen 1970 und 1974 rückläufige Bindung an das Fernsehen angesehen werden (vgl. ki. 1975c, S. 321). Eine ähnliche Entwicklung während der Zeit nach der Phase der Ausbreitung des Fernsehens wurde auch in den USA beobachtet (vgl. Bower 1973, 1985 ).
Die Vermissensfrage erfaßt nach Kiefers Auffassung eher eine allgemeine Unentbehrlichkeit (Image, Meinungsklima) als die subjektive Unentbehrlichkeit für die Befragten (vgl. Kiefer 1992, S. 228 f.). So macht sich in der Entwicklung der Antworttendenzen beim Fernsehen offensichtlich auch die zunehmend kritische Diskussion des Fernsehens in der Öffentlichkeit während der 70er Jahre bemerkbar (vgl. Kiefer 1982, S. 91 f.).
Hier ist zu beachten, daß 1990 bedingt durch die leichte saisonale Abweichung des Erhebungszeitraums gegenüber den anderen Erhebungen die Werte für Tagesreichweite, Nutzungsdauer und Verweildauer eher zu niedrig ausfallen, die tatsächliche Fernsehnutzung 1990 also unterschätzt wird. Außerdem sind auch die Werte für Nutzungs-und Verweildauer 1980 und 1985 von Vergleichbarkeitsproblemen betroffen (vgl. Anhang 1).
Bei der Tageszeitung war schon zwischen 1964 und 1970 eine deutliche Verschlechterung der Einstellung des Publikums zu verzeichnen; bei den Medien Fernsehen und Radio war dagegen die Tendenz in diesem Zeitraum nur leicht negativ (vgl. re. 1972c). Im Falle der Tageszeitung hat sich dabei möglicherweise zum Teil die funktionale Konkurrenz durch das — damals noch neue — Medium Fernsehen ausgewirkt. In den Analysen dieser Arbeit, die sich auf die Daten ab 1970 beschränken mußten, ist dieser frühe Rückgang in der subjektiven Funktionalität der Tageszeitung ausgeblendet.
Auch hier — wie bei der Fernsehnutzung — sind jedoch die Werte für die Nutzungsdauer und die Verweildauer nicht frei von Vergleichbarkeitsproblemen (vgl. Anhang 1.7).
In den Analysen dieser Arbeit sogar erst ab 1970.
So wurde nach den Angaben von Pfifferling ( 1974, S. 550) im Jahr 1974 der Spitzenwert der Radionutzungsdauer von 1960 wieder erreicht.
Wären die Abweichungen zu anderen Datenquellen nicht, so könnte man die Unterschiede in den Entwicklungen bei den einzelnen Nutzungsmaßen möglicherweise mit einer Intensivierung der Nutzung zunächst nur bei den bisherigen Hörfunknutzern erklären; damit vereinbar wäre auch, daß der Anteil der Bevölkerung mit zwei oder mehr Radiogeräten im Haushalt zwischen 1974 und 1980 besonders stark anstieg (vgl. Kapitel 4.2.3.1 und Kiefer 1992, S. 21). Auch mit Vergleichbarkeitsproblemen innerhalb der Langzeitstudie ist die Inkonsistenz nicht zu erklären. Die Prüfung der Daten auf Vergleichbarkeit, die für die vorliegende Arbeit durchgeführt wurde (vgl. Anhang 1), ergab zwar Hinweise auf Probleme, von denen auch die Stichtagnutzung betroffen ist. Aber die Verschiebungen müßten dann für die Daten von 1980 und 1985 gelten, und neben der Tagesreichweite müßte dann auch die Verweildauer betroffen sein. Beides ist hier jedoch offensichtlich nicht der Fall.
Dieser Befund widerspricht — allerdings auf der aggregierten Ebene — der Hypothese von der Gleichläufigkeit der Einstellung gegenüber einem Medium und der Nutzung dieses Mediums (vgl. etwa Bentele 1988, auch die dort angegebene Literatur). Kiefer (1978, S. 156 ff.; 1992, S. 239 ff.) stellt fest, daß die Einstellung bei allen Medien weitgehend unabhängig von der Nutzung sei. Diese Aussage basiert jedoch auf der Betrachtung von Entwicklungen auf aggregierter bzw. semi-aggregierter Ebene (in einzelnen soziodemographischen Gruppen). Demgegenüber ergaben eigene Auswertungen, daß durchweg sehr wohl deutliche positive Korrelationen zwischen Einstellung und Verhalten auf der Individualebene im Querschnitt bestehen. Im Unterschied zu den Auswertungen von Kiefer, die sich auf das jeweilige „weiteste Publikum“ (Kiefer 1992, S. 25) — also Personen mit nach eigenen Angaben zumindest „seltener“ Nutzung des Mediums — beschränkten, gingen hierbei jedoch alle Personen in die Analyse ein.
Tatsächlich ist die Beurteilung auch nur bei den Einzelitems „Lokale Information“ und „Entspannung/Ablenkung“ im Zeitverlauf nicht schlechter geworden (vgl. Kiefer 1992, S. 242).
Doch auch hier wäre die Genauigkeit eingeschränkt durch die Breite der Gruppen von Geburtsjahrgängen, welche die Basis dieser Analyse bilden.
Bei einer „sicheren“ Abgrenzung würde man etwa die Geburtsjahrgänge ab 1966 (über 50% der Bevölkerung in der BRD verfügten damals über ein Fernsehgerät) als Fernsehgeneration bezeichnen (vgl. Neumann 1986 sowie Kapitel 1.1.2 dieser Arbeit).
Die Einbeziehung der drittjüngsten Kohorte, über deren Zugehörigkeit zur Fernsehgeneration diskutiert werden könnte, gewährleistet eine größere Datenbasis für die Schätzung des Modellparameters dieser Gruppe. Die Ergebnisse sind damit weniger anfällig für Verzerrungen. Außerdem mußte zur Absicherung der Befunde eine weitere Serie von Tests ohne die Daten von 1990 und damit ohne die jüngste Kohorte durchgeführt werden (siehe unten). Dabei umfaßte die Fernsehgeneration also nur noch zwei Kohorten; wäre von Anfang an die drittjüngste Kohorte nicht einbezogen worden, so hätte die Fernsehgeneration bei dieser weiteren Serie von Tests nur noch aus einer einzigen Kohorte bestanden — mit der Konsequenz einer extrem hohen Fehleranfälligkeit der Ergebnisse.
Durch die Zusammenfassung der Kohorten wird das APK-Modell identifiziert, die Gleichheit innerhalb der Gruppen der Kohorten wird daher zur Bedingung für die Gültigkeit des ermittelten Unterschiedes zwischen den Gruppen. Mit einer derart starken Zusammenfassung von Kohorten wird nun der Kohorteneffekt in seiner Richtung verzerrt, sofern er einen deutlichen linearen Trend enthält. Der lineare Trend wird auf diese Weise weitgehend aus dem Kohorteneffekt eliminiert, so daß der Test in erster Linie auf systematische Nichtlinearitäten im Kohorteneffekt (die identifizierbar sind) reagiert. Eine vorherige Identifikation des APK-Modells — etwa durch eine Restriktion auf dem Alterseffekt — würde hier auch keine Verzerrungen verhindern können; die Veränderungen wären dann sogar weniger gut durchschaubar.
Dies zeigte eine — hier nicht weiter dokumentierte — APK-Analyse der Verfügbarkeit eines Fernsehgerätes im Haushalt. Danach fand die Diffusion des Fernsehens sowohl periodenbezogen als auch kohortenbezogen statt. Vor allem zwischen 1970 und 1974 sowie (schwächer) zwischen 1974 und 1980 erhöhte sich einerseits die Versorgung mit Fernsehgeräten in allen Kohorten (Periodeneffekt). Andererseits war die Ausstattung bei den ältesten Kohorten dauerhaft niedriger; im Kohortenvergleich zeigt sich bei den jüngeren Kohorten eine ceteris paribus zunehmend höhere Versorgungsquote (degressiv steigender Kohorteneffekt ). Somit fand die Diffusion auch über den Mechanismus der Kohortensukzession statt.
Denn es sind im wesentlichen nur die 15- bis 19jährigen, die in den analysierten Daten von 1990 eine gegenüber 1985 extrem erhöhte Fernsehnutzung aufweisen. Dies wirkt sich in APK-Analysen ohne eine Gruppierung der Kohorten aber fast ausschließlich im Kohorteneffekt (vor allem im Koeffizienten der jüngsten Kohorte) aus, kann von daher also relativ einfach bei der Interpretation berücksichtigt werden. Die anderen Effekte (und der Rest des Kohorteneffektes) bleiben dagegen weitgehend unberührt.
Das hängt damit zusammen, daß bei der Versorgung mit Fernsehgeräten ein positiv gerichteter Kohorteneffekt besteht. Weil die Haushalte der ältesten hier betrachteten Kohorten unterdurchschnittlich mit Fernsehgeräten ausgestattet waren, haben diese Kohorten im Vergleich zu den mittleren und jüngeren Kohorten auch geringere Nutzungsund Bindungswerte (Ähnliches gilt übrigens für das Radio). Durch diesen graduellen Rückstand der älteren Kohorten ergibt sich insgesamt ein degressiv (und bei den ältesten Kohorten ziemlich steil) steigender Kohorteneffekt auf die Verfügbarkeit eines Fernsehgerätes im Haushalt — und damit ein entsprechender Beitrag zum jeweiligen Kohorteneffekt auf die Nutzung und Bewertung des Fernsehens, von dessen Trend die Fernsehgeneration in der Tendenz (jedenfalls bei der Nutzung) eher nach unten abweicht. Betrachtet man nur Personen aus Fernsehhaushalten, so wird dieser deutliche Anstieg im unteren Bereich des Kohorteneffektes offenbar weitgehend ausgeglichen, und die Steigung des gesamten Effektes fällt schwächer aus. Dadurch verschiebt sich auch die Abweichung der jüngsten Kohorten vom Kohortentrend tendenziell nach oben hin.
Dabei beziehen sich die Regressionskoeffizienten im Unterschied zu den Logit-Koeffizienten unmittelbar auf die Skala der abhängigen Variablen (beispielsweise den Einstellungsindex). Die Logit-Koeffizienten dagegen geben nicht direkt Veränderungen der Anteilswerte an (z. B. des Anteils regelmäßiger oder häufiger Nutzer), sondern beziehen sich auf eine transformierte Skala. Auf die genauen Unterschiede zwischen beiden Arten von Koeffizienten kommt es hier jedoch nicht an.
Offenbar erfaßt die Vermissensfrage (vgl. Anhang 1.14) nicht ausschließlich das Image des betreffenden Mediums, sondern doch auch die subjektiv empfundene Abhängigkeit.
Wie schon am Alterseffekt zu erkennen ist, scheint die Reagibilität der subjektiven Nutzungshäufigkeit besonders hoch zu sein. Die Frage nach der subjektiven Nutzungshäufigkeit (vgl. Anhang 1.10) erfaßt offenbar auch den subjektiven Stellenwert des Mediums und gibt daher Verhaltensänderungen deutlicher akzentuiert wieder.
Zu beachten ist beim Periodeneffekt der Reichweite ferner, daß der Wert für das Jahr 1990 aufgrund differentieller Saisoneffekte wahrscheinlich unterschätzt wird (vgl. Anhang 1.2).
Beim Kohorteneffekt auf die Einstellung ist zwar eine mögliche Verzerrung des betreffenden Koeffizienten zu beachten (der Koeffizient der ältesten bzw. jüngsten Kohorte kann jeweils Zufallsfehler und Interaktionseffekte enthalten). Die Richtung der Abweichung ist jedoch die gleiche wie bei den anderen Kohorteneffekten (dies gilt vor allem für Reichweite und Bindung).
Auch in den USA war die ältere Bevölkerung in den Anfangsjahren des Fernsehens etwas schlechter mit Fernsehgeräten ausgestattet (vgl. Meyersohn 1961, S. 264).
Dabei ist jedoch zu berücksichtigen, daß der Erhebungszeitraum der Studie, aus der die Daten der Kinder stammen, etwa drei Wochen später im Jahr lag als bei der Erhebung 1990 der Langzeitstudie Massenkommunikation (vgl. Klingler und Groebel 1994, S. 236). Von daher dürften in diesem Vergleich die Werte der Kinder saisonbedingt eher zu hoch liegen (vgl. auch Anhang 1. 2 ).
Dabei ist zu beachten, daß sich diese Jahrgänge im Beobachtungszeitraum ja noch in einem Alter befanden, in dem die Empfänglichkeit gerade solchen Einflüssen gegenüber groß ist.
Ein negativ gerichteter Kohorteneffekt (bei entsprechend schwachem Alterseffekt) wäre zwar rein technisch auch möglich, würde jedoch einen ziemlich starken positiv gerichteten Periodeneffekt voraussetzen (der den negativen Einfluß des Kohorteneffektes auf die Entwicklung des Bevölkerungsdurchschnitts der Fernsehnutzung ausgleichen würde). Solche extrem starken positiven Zeiteinflüsse sind aber nicht nur wenig plausibel, sondern vor allem auch schlecht mit einem Abwärtstrend bei den Kohorten zu vereinbaren (vgl. dazu allgemein Glenn 1976, S. 901; 1977, S. 52 f.).
Die Bindung (der Leser) an die Tageszeitung nimmt im Zuge der Pensionierung offenbar noch einmal etwas zu; der altersbezogene Rückgang (jeweils in der gesamten Kohorte) wird dadurch etwas verzögert.
Ebensowenig hat bildungsbezogene selektive Mortalität hier einen wesentlichen entgegen- gesetzten Einfluß auf die Entwicklung der Zeitungsnutzung der Kohorten im Alter.
Zu beachten ist hierbei die zugrundeliegende Stichtagnutzer-Definition: Als Stichtagnutzer wurden alle Befragten gewertet, die genaue Angaben über ihre Nutzungszeit am Stichtag machen konnten. Kürzere, flüchtigere, beiläufigere Nutzung der Tageszeitung — alle Tendenzen im Nutzungsverhalten, welche die Fähigkeit zur Erinnerung an die genaue Uhrzeit der Nutzung beeinträchtigen, schlagen sich somit negativ in der Reichweite und damit hier im Periodeneffekt nieder.
Daraus wird erneut der mehrdeutige Charakter der Vermissensfrage ersichtlich, die hiernach offenbar zumindest auch das Medienimage erfaßt (vgl. Kiefer 1992, S. 228 f.).
Die Erklärung dafür könnte (zumindest teilweise) in einem höheren politischen Interesse dieser Kohorten liegen.
Es sei aber darauf hingewiesen, daß die Verweildauer aus erhebungstechnischen Gründen eine relativ träge Größe darstellt (vgl. Anhang 1.12). Dies gilt auch auf der Kohorten-ebene. Und weil die Stichtagnutzung in der hier verwendeten Definition (vgl. Anhang 1.11) von der Erfassung der Dauer der Nutzung abhängt, ist es möglich, daß bei den jüngeren Kohorten eine tatsächliche Tendenz zur Kürzernutzung — verbunden mit Schwierigkeiten, genaue Zeitangaben zu machen — besteht, aber in den Werten der Verweildauer nicht zum Ausdruck kommt, dagegen jedoch die Stichtagnutzung nach unten verfälscht.
Auch hier kann aber nicht gesagt werden, ob der Anteil der Nichtleser im Kohortentrend zunimmt oder ob die Zeitung auf der Individualebene von Kohorte zu Kohorte immer seltener gelesen wird. Nach amerikanischen Erkenntnissen liegt in der jüngeren Bevölkerung weniger der Anteil der Nichtleser als vielmehr der Anteil der unregelmäßigen Leser höher (vgl. Newspaper Advertising Bureau 1978, S. 2 f.).
Die genannten Abweichungen in den Alterseffekten betreffen vor allem die jeweilige nichtlineare Komponente des Effektes, und diese ist unabhängig von der richtigen Identifikation des Gesamtmodells eindeutig bestimmbar (vgl. Rodgers 1982a).
Dabei scheint die zweitjüngste Kohorte (Jahrgänge 1966 bis 1970) nach oben abzuweichen. Die hier sichtbaren Schwankungen zeichnen sich auch in der sehr ungleichmäßigen Entwicklung der Reichweite innerhalb der untersten Altersgruppe ab. In diesem Zusammenhang ist nochmals auf die statistische Instabilität der Koeffizienten für die extremen Kohorten hinzuweisen. Besonders die Werte der jüngsten und der ältesten Kohorte können verzerrt sein (zumindest im Falle der Bindung ist dies bei der ältesten Kohorte auch zu vermuten). Auch die teilweise schlechtere Modellanpassung ist hier zu erwähnen; vereinzelt waren hohe Residuen festzustellen. Hinweise auf Interaktionseffekte ergaben sich aus der Residuenanalyse jedoch nicht.
Auch in den von Franz, Klingler und Jäger (1991) zusammengestellten Daten zeigen sich bei einzelnen Altersgruppen und Jahren einige außergewöhnlich hohe bzw. niedrige Werte.
Dafür war damals aber wohl ein starker negativ gerichteter Periodeneffekt maßgeblich. In den vorliegenden Ergebnissen wird demgegenüber der negative Alterstrend durch einen positiv orientierten Periodeneffekt kompensiert.
Mediensozialisation und Freizeitsozialisation werden in der Langzeitstudie überhaupt nicht erfaßt, jedenfalls nicht unmittelbar; allenfalls ließen sich aus dem jeweils erhobenen gegenwärtigen Verhalten Informationen darüber gewinnen. Das Freizeitverhalten wurde jedoch in der Langzeitstudie erst ab 1980 erhoben. Zudem würden sich bei der Integration in ein APK-Modell — zur Ermittlung von Veränderungen der Effekte — Schwierigkeiten ergeben, die derzeit noch nicht lösbar sind. Im Gegensatz etwa zu Bildung ist Freizeit-und Rezipientenverhalten nämlich mit allen drei Dimensionen der APK-Analyse verknüpft, ist also auch periodenbezogen (vgl. Kapitel 4.2.1 und Anhang 2.3 zur Problematik der Aufnahme weiterer Variablen in ein APK-Modell).
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Peiser, W. (1996). Das Rezipientenverhalten der Fernsehgeneration im Vergleich zu den älteren Kohorten — eine Sekundäranalyse. In: Die Fernsehgeneration. Studien zur Kommunikationswissenschaft, vol 17. VS Verlag für Sozialwissenschaften, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-09702-0_4
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