Zeitschrift für Sozialpsychologie: Band 10, Heft 1 1979 [Reprint 2021 ed.] 9783112469460, 9783112469453

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HERAUSGEBER HUBERT FEGER

C. F. G R A U M A N N KLAUS HOLZKAMP MARTIN IRLE

BAND

15 1 9 8 4 H E F T 2

V E R L A G HANS H U B E R BERN STUTTGART WIEN

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1 9 7 9 , B a n d 10, H e f t 1 INHALT

Zu diesem Heft

1

T h e o r i e und M e t h o d e n BROCKE, B . : Aspekte einer M e t h o d o l o g i e der angewandten Verhaltenswissenschaften FISCHER, M . S . : K o m p a r a t i s t i s c h e I m a g o l o g i e VAN ACKER, P . : Ü b e r M o d e l l e intransitiver W a h l e n

Sozial- und 2 30 45

Empirie PAWLIK, K. & BUSE, L . : Selbst-Attribuierung als differentiell-psychologische M o d e r a t o r v a r i a b l e : N a c h p r ü f u n g und E r k l ä r u n g von E y s e n c k s Astrologie-Persönlichkeits-Korrelationen BORTZ, J . & LEITNER, K . : Zur F r a g e der Beziehung zwischen der attitüdenändernden W i r k u n g zweier Tageszeitungen und ihrer Bewertung SOREMBE, V. & WESTHOFF, K . : Die Einstellung zu internationaler Z u s a m menarbeit und ihre Messung (Teil 2)

54 70 85

Diskussion KRÜGER, H . P . : Zur Anwendungsindikation von non-parametrischen P r ä diktionsverfahren. Diskussionsbeitrag zu Schulze: Ein Verfahren zur multivariaten Analyse der Bedingungen von R a n g v a r i a b l e n : Hierarchische Rangvarianzanalyse

94

Literatur Neuerscheinungen

105

Titel und A b s t r a c t a

107

Autoren

110

Copyright 1979 Verlag Hans Huber Bern Stuttgart Wien Herstellung: Satzatelier Paul Stegmann, Bern Printed in Switzerland Library of Congress Catalog Card Number 78-126626 Die Zeitschrift für Sozialpsychologie wird in Social Sciences Citation Index (SSCI) und Current Contents/ Social and Behavioral Sciences erfaßt.

1

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1979

Zu diesem Heft Vorweg ein Wort zu diesem Band, denn mit diesem Heft tritt die 1970 begründete Zeitschrift für Sozialpsychologie'm ihren zehnten Jahrgang: Anlaß, wenn man will, zu einer Reflexion auf das, was heute als Sozialpsychologie gilt, zumindest was im Inhalt dieser Zeitschrift sich als Sozialpsychologie darstellt. Die Herausgeber werden deshalb in einem der nächsten Hefte zu Fragen, die ihnen für die heutige Sozialpsychologie wichtig erscheinen, das Wort nehmen. Akzentesetzen letztlich die Autoren; sie tun es vor allem dann, wenn sie neueThemen anschlagen oder alte Themen in eine neue theoretische Perspektive rücken. Derlei neue Akzente setzen die Autoren dieses Heftes in unterschiedlicherweise. Dem Herausgeber sei gestattet, dieses Mal auf je zwei Beiträge des Theorie- und des Empirieteils hinsichtlich ihrerallgemeinen Implikationen kurz einzugehen. Im ersten Beitrag von BURKHARD BROCKE wird ein Modell technologischer Prognosen vorgestellt, das die angewandte Sozialwissenschaft , im allgemeinen eher theoretisches und methodologisches Stiefkind - wenn überhaupt « K i n d » - d e r Grundlagenforschung, auf eine wissenschaftstheoretische Basis stellen soll. Allein die Aussicht, dieTätigkeit der praktisch arbeitenden Sozialpsychologen (etwa in der klinischen oder pädagogischen Praxis) künftig verbindlicher beurteilen zu können als rein vom Eindruck oder vom Erfolg her, sollte diesem Versuch Beachtung zuziehen.

WUNDT und eine hundertjährige Wiederkehr feiert, erinnern wir uns, daß schon die Völkerpsychologie sich aus den Materialien der Literatur und der Mythologie die notwendige Ergänzung der «Psychologie des Einzelbewußtseins» holte. Wäre Sozialpsychologie heute noch Völkerpsychologie (oder umschlösse sie), so wäre M.S.Fischers Imagologie so legitime Sozialpsychologie wie die experimentelle - ein weiterer Anlass zur Reflexion. Aus den Beiträgen zum empirischen Teil dieses Heftes setzt die Untersuchung von KURT PAWLIK u n d LOTHAR BUSE ü b e r

«Selbst-Attribuierung

als differentiell-psychologische Moderatorvariable» insofern einen kontrapunktischen Akzent, als sie einmal die von den Massenmedien als sensationell herausgestellten Befunde von EYSENCK u.a. über die Beziehung zwischen Sternbild und Persönlichkeit von 1977 auf einen schlichten (astrologiefreien) Selbstattribuierungseffekt herunter- und zurückführt. Von allgemeinerer Bedeutung ist diese Untersuchung aber deswegen, weil sie an einem prägnanten und entsprechend beachteten Beispiel deutlich macht, daß man besser differentialpsychologische Korrelationen von Verhaltensbeurteilungs- und Fragebogendaten (sensu CATTELL) an einer «attributionstheoretischen Kontrollgruppe» überprüft. Wer schliesslich, so müßte sich der hier kritisierte EYSENCK fragen (lassen), sollte die Problematik differentialpsychologischer Korrelationen zwischen subjektiven Erhebungsdaten besser kennen als der Autor des Buches «The structure of human personality»?

Dem Sozialpsychologen neu in einem anderen

D i e S t u d i e schließlich v o n JÜRGEN BORTZ u n d

S i n n e ist, w a s MANFRED S. FISCHER u n t e r d e m Ti-

KONRAD LEITNER «Zur Frage der Beziehung zwischen der attitüdenändernden Wirkung zweier Tageszeitungen und ihrer Bewertung» unterstreicht - in dieser Zeitschrift ein zweites Mal (vgl. BRAUE et al. in Band 7, 1976), daß die Wirkung von Massenmedien (hier: Tageszeitungen) sich nicht auf die Bekräftigung präkommunikativer Einstellungen beschränkt, sondern auch in der medienkonformen Attitüdenänderung zu sehen ist. Kann man angesichts der zunehmenden Pressekonzentration aber auch den weiteren Befund der beiden Autoren leidenschaftslos registrieren, daß eine Zeitung auch dann Attitüden zu ändern vermag, «wenn die Zeitung insgesamt wenig glaubwürdig erscheint»?

tel «komparatistische Imagologie» vorstellt: eine Forschungsrichtung der vergleichenden Literaturwissenschaft, die das literarische «Bild vom anderen Land» zum Gegenstand hat. Damit rückt diese Art der Imagologie in einen Vergleich mit der sozialwissenschaftlichen Untersuchung von Hetero- und Autostereotypien von nationalen images und anderen «kollektiven Vorstellungen». Gegenüber der sozialpsychologischen akzentuiert die literaturwissenschaftliche Imagologie die Historizität, die Konstanz und Universalität der Vorstellungen von anderen Ländern und ihren Menschen. So neuartig dieser Beitrag, zumindest in einer Zeitschrift für Sozialpsychologie, wirken mag, im Jahre 1979, in dem alle Welt WILHELM

C. F. Graumann

J

2

Brocke: AspekteeinerMethodologieder angewandten Sozial-und Verhaltenswissenschaften

Theorie und Methoden Aspekte einer Methodologie der angewandten Sozial- und Verhaltenswissenschaften BURKHARD BROCKE Institut für Psychologie im Fachbereich Erziehungswissenschaften der Freien Universität Berlin

Es wird ein Vorschlag zur wissenschaftstheoretischen Fundierung angewandter Sozialwissenschaft vorgestellt, der zentrale Ergebnisse und Begrifflichkeiten analytischer und kritisch-rationaler Wissenschaftstheorie als Grundlage f ü r die Entwicklung einer Methodologie angewandter Sozialwissenschaft nutzbar machen will. Der in methodologischer Hinsicht bisher vernachlässigte Bereich der angewandten Sozialwissenschaften zeichnet sich im Vergleich zu den theoretischen Sozialwissenschaften durch besondere Probleme bei der Entwicklung eines angemessenen Selbstverständnisses aus. Mit Hilfe der wissenschaftlichen Systematisierungsmodelle (Erklärung, Prognose) und ihrer Varianten und Komplemente wird hier ein neuer Ausgangspunkt bestimmt. Dabei erweist es sich als vordringlich, ein Modell der technologischen Prognose zu entwickeln, das denselben Ansprüchen an Präzision und Differenziertheit standhält, wie sie im Bereich der Erklärungs- und Prognoseproblematik seit längerem selbstverständlich sind. Ein deduktiv-nomologisches G r u n d modell der technologischen Prognose und einige Varianten und Komplemente werden hier vorgestellt.

1.

Angewandte Sozial Wissenschaft als System von wissenschaftlichen Systematisierungen

In 1 den angewandten Sozialwissenschaften 2 scheinen die Schwierigkeiten der Entwicklung eines angemessenen Selbstverständnisses noch um ein vielfaches gravierender zu sein als in den theo-

' Bei vorliegender Arbeit handelt es sich um eine Zusammenstellung einiger für die Idee einer Methodologie der angewandten Sozialwissenschaften zentraler Ergebnisse aus der Untersuchung «Technologische Prognosen», BROCKE, 1978. Die Arbeit enthält außerdem eine weiterentwickelte Form des statistischem Modellsdertechnologischen P r o g n o s e a u s 1978. 2 Im folgenden soll der Einfachheit halber und in Übereinstimmung mit einem verbreiteten Sprachgebrauch von «Sozialwissenschaften» unter Einschluß der «Verhaltenswissenschaften» gesprochen werden.

A proposal will be made here for establishing a basis in philosophy of science for the applied social sciences. This proposed basis will be built out of the central concepts and findings of analytical and critical - rational philosophy of science and will be determined as usefull for grounding the development of a specific methodology for the applied social sciences. The methodological weakness of the applied social sciences shows itself clearly in comparison with the theoretical social sciences through its lack of adequate self understanding. By means of the models of scientific systematization (explanation, prognosis) and their variations and complements a new approach may be determined. T h e current most urgent task in this undertaking is to develop a model of technological prognosis which has the same level of precision and sophistication that the area of prognosis and explanation has already attained. A basic deductive-nomological model of technological prognosis and some variations and complements will be introduced here.

retischen Sozialwissenschaften, in denen seit einiger Zeit eine zunehmende Rezeption von Ergebnissen der neueren Wissenschaftstheorie zumindest die Chance erhöht, tradierte Irrtümer und obsolete Züge im Selbstverständnis zu überwinden (vgl. LENK, 1971, 7ff.). Untersuchungen zum Selbstverständnis der angewandten Sozial Wissenschaften gehen zwar weitgehend davon aus, daß auch die Anwendung einer Sozialwissenschaft «mit den Mitteln der Wissenschaft» zu vollziehen ist. Sie lassen aber in der Regel unbestimmt, welches diese Mittel sind, oder wie sie für die spezifischen Zwecke der angewandten Sozialwissenschaften einzusetzen sind, worin also genau die Charakteristika der angewandten Sozialwissenschaften bestehen und wie der Zusammenhang von theoretischen und angewandten Sozialwis-

3

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1979,10,2-29

senschaften i. e. zu bestimmen ist (vgl. etwa ANASTASI, 1973).

Man kann zwei, allerdings ineinander verzahnte, zentrale Probleme im Selbstverständnis der angewandten Sozialwissenschaften unterscheiden: (1) ein Abgrenzungsproblem und (2) ein Methodenproblem, also die Frage nach einer angemessenen Methodologie der angewandten Sozialwissenschaften. Zunächst zum Abgrenzungsproblem. Viele Autoren bestimmen «angewandt» als Gegensatz von «theoretisch». Eine Einordnung einer Disziplin als angewandt ist dann gleichbedeutend mit der Aberkennung des Ranges einer theoretisch wichtigen Disziplin (kritisch: FISCHER, 1974,20). Nach dieser Auffassung besteht die Aufgabe der angewandten Sozialwissenschaften vor allem in der Ermittlung von «Verfahrensregeln» bzw. von Techniken für den Praktiker. Sofern Theorien überhaupt herangezogen werden oder herangezogen werden können, bedürfen sie der Vereinfachung bzw. der Anpassung an die konkreten Fragestellungen der Praxis. WÖLPE spricht in diesem Sinne etwa von technischem Eklektizismus (WÖLPE, 1972). Gegenwärtig verbreiteter dürfte eine zweite Auffassung sein - die Auffassung, nach der eine Zweiteilung in grundwissenschaftliche Disziplinen der Sozialwissenschaften auf der einen Seite

und anwendungsorientierte Disziplinen auf der anderen Seite vorzunehmen ist. Angewandte Fächer versuchen nach dieser Auffassung Theorien für spezielle Teilbereiche zu gewinnen; Grundlagenfächer versuchen, Theorien zu gewinnen, die für alle Teilbereiche grundlegend sind. Hierbei sind also Theorien integraler Bestandteil beider Bereiche der Sozialwissenschaften. Deshalbscheint es auch angemessener zu sein, anstelle von angewandten Disziplinen von speziellen DiszipliSozialwissenschaften

grundwissenschaftliche Disziplinen

theoretisch Abbildung 1

angewandt

spezielle Disziplinen

theoretisch

angewandt

nen der Sozialwissenschaften zu sprechen, entsprechend zwischen grundwissenschaftlichen und speziellen Disziplinen zu unterscheiden, und dann innerhalb der grundwissenschaftlichen und der speziellen Disziplinen der Sozialwissenschaften jeweils einen angewandten und einen theoretischen Teil zu unterscheiden. - Von dieser Auffassung werde ich im folgenden zunächst ausgehen (Abb.l). Ich will nun eine Möglichkeit einer an dieser Auffassung orientierten, präziseren Kennzeichnung der angewandten Sozialwissenschaften und einer darauf zugeschnittenen exakten Methodologie skizzieren. Während man das Ziel der theoretischen Sozialwissenschaften in der Formulierung und Überprüfung von Hypothesen sehen kann, kann man als ein wesentliches Ziel der angewandten Sozialwissenschaften die Anwendung der sozialwissenschaftlichen Theorien für Zwecke der Erklärung und Prognose, also für die Beantwortung von warum- und was-wird-Fragen, bestimmen. Eine weitere zentrale Zielsetzung der angewandten Sozialwissenschaften ist in der Aufgabe zu sehen, wissenschaftlich fundierte Antworten auf die Frage zu formulieren, «wie kann man in einer bestimmten Situation bestimmte Veränderungen der sozialen Umwelt oder bestimmte Verhaltensänderungen herbeiführen?», also wissenschaftlich fundierte Lösungen für Probleme der Gestaltung der sozialen Umwelt zu ermitteln. Damit sind drei zentrale Problemtypen angewandter Sozialwissenschaft abgegrenzt, die sich mithilfe des Begriffs der pragmatischen Ausgangsfrage - also unter Rückgriff auf die Fragelogik - genau kennzeichnen lassen: Erklärungs-, Prognose- und Gestaltungsprobleme. Für zwei dieser Problemtypen sind mit den entsprechenden wissenschaftlichen Systematisierungsmodellen der neueren Wissenschaftstheorie präzise präskriptive Lösungsmodelle angehbar. Fragen einer wissenschaftlich fundierten Lösung von Gestaltungsproblem bzw. einer wissenschaftlich fundierten Ermittlung von Handlungsmöglichkeiten zur Kontrolle und Veränderung der sozialen Umwelt finden dagegen in der Wissenschaftstheorie kaum eine Entsprechung. Ich will im folgenden deshalb ein Modell zur wissenschaftlich fundierten Lösung von Gestaltungsproblemen vorstellen, das dazu beitragen soll, diese Lücke zu schliessen (Abschnitt 2). Es liegt nun nahe, die Modelle der Erklärung

4

Brocke: A s p e k t e e i n e r M e t h o d o l o g i e d e r

a n g e w a n d t e n Sozial-und

Verhaltenswissenschaften

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Regentenschaft Nervas und Traians gewährte Offenheit und Freimütigkeit («libertas») des römischen Schrifttums abzielt. Die Germania kennzeichnet ihre subjektive, moralische und psychologisierende Wertung germanischer Verhältnisse, von der man nicht mit Bestimmtheit sagen kann, ob die Schilderung der nordischen Ver-

35

hältnisse nun eine römische Invasion anregen oder den Römern die ungeschwächten germanischen Tugenden als Vorbild vor Augen halten will. Wie dem auch sei, Strukturelementen der hier entwickelten Bilder begegnen wir bis auf den heutigen Tag: in M O N T E S Q U I E U S Unterscheidung der Kulturbereiche des «Midi» und des «Nord», fortgesetzt und umfangreich ergänzt in dem berühmten Deutschlandbuch seiner Schülerin Mme DE STAËL, das schließlich die 0. M O R R I S O N zeigt dann, daß dieses Modell intransitive Wahlen nicht vorhersagen kann, solange die Differenzenfunktionen nicht einen bestimmten Typ einer non-linearen Funktion physikalischer Differenzen darstellen. Diese Idee des Ansatzes von M O R R I S O N benutzte T V E R S K Y (1969), der ein Modell entwickelte, welches als additives Differenzenmodell bekannt ist. Dieses Modell stützt sich auf zwei Basisannahmen, die intradimensionale Subtraktivität und interdimensionale Additivität genannt werden. Der ersten Annahme zufolge steigt die geschätzte Differenz zwischen der /-ten Komponente zweier Alternativen monoton mit der algebraischen Differenz zwischen den korrespondierenden subjektiven Werten an. Diese Annahme basiert auf der Existenz reeller Funktionen « , , . . . , u„, die bezüglich der Menge von Alternativen definiert sind, so 1 Ein interessanter Fall ist der, in dem - 1 , 0 , 1 die einzig möglichen Werte der « D i f f c r c n / e n f u n k t i o n » darstellen. Dieser Fall entspricht formell MAYS (1954) Hypothese einer schwachen O r d n u n g auf einer Dimension.

n x >y wenn und nur wenn £ , [u¡(x¡) - W/(y,)] R 0 i=l wobei die Differenzenfunktionen auch der Forderung, daß ,(-5) = — ,(5> gilt, für alle / genügen müssen. In seiner Arbeit beweist TVERSKY, daß das additive Differenzenmodell bei n > 3 Transitivität auferlegt, wenn und nur wenn die Differenzenfunktionen linear sind; er beweist auch, daß für n = 2 Transitivität besteht, wenn und nur wenn ,(8)= 1) latente Eigenschaften variieren. Wenn die Präferenz zwischen jeweils zwei Alternativen als abhängig von mehreren Dimensionen aufgefasst werden muß, liegt es auf der Hand, sich Präferenzen als zusammengesetzt vorzustellen, d.h. als Aggregate von Präferenzkomponenten auf verschiedenen Dimensionen. Dieser Ansatz geht von einer bestimmten Art von Unabhängigkeit zwischen den Dimensionen aus, einer Eigenschaft, die in einem Axiom formuliert werden kann, das identisch ist mit dem Unabhängigkeitsaxiom der Theorie der additiven verbundenen Messung. Da, wo die zusammengefaßte Präferenzrelation eine Ordnung ist (wie bei der additiven verbundenen Messung), führt Unabhängigkeit auf jeder Dimension zu einer natürlichen Ordnung. Wir nehmen jedoch &e/«eOrdnung an; vielmehr fordern wir, daß die zugrundeliegende Präferenzrelation Peine arbiträre asymmetrische binäre Relation sein soll. Wenn die Relation Pdie Forderung nach Unabhängigkeit erfüllt, führt sie auf jeder Dimension /'eine binäre Relation Z^e in, diese binären Relationen P,(i= 1,..., n) können als eindimensionale Präferenzrelationen interpretiert werden. Man beachte, daß jede Relation P, transitiv sein kann, währenddiezusammengefaßte Präferenzrelation Pdurchaus nicht transitiv zu sein braucht. Tatsächlich ist die vorliegende Theorie auf der Annahme basiert, daß die Relationen P, (/'= 1, ..., n) transitiv sind, eine Annahme, die auf paarweise Wahlen begrenzt bleiben. Die genauen binären Relationen, auf die in dieser Arbeit hingewiesen wird, sind im mathemathischen Anhang definiert.

49

Zeitschrift fürSozialpsychologie 1979,10,45-53

durch geeignete Axiome explizit gemacht werden muß. Wir werden hier drei Arten eindimensionaler Präferenzbedingungen (Axiome) identifizieren, die tatsächlich Bedingungen der primitiven (zusammengefaßten) Präferenzrelation sind. Jede dieser drei Relationen führt zu einer bestimmten asymmetrischen und transitiven binären Relation/*, und zwarentweder zu einer strikten schwachen Ordnung, einer Semiordnung oder aber einer Intervallordnung. Dieser Ansatz geht davon aus, daß diefundamentalen Objekte, überdieeine Person urteilt, nicht die einzelnen Alternativen sind, sondern Paare des eindimensionalen Aspekts von Alternativen: dieser Ansatz ist explizit auf der Annahmebegründet, daßdie Alternativen paarweise bezüglich jeder relevanten Dimension verglichen werden und daß diese Resultate zusammengefaßt werden, um die zusammengefaßte Präferenz zu erhalten. Dies bringt die Frage mit sich, wie man von n eindimensionalen Präferenzen zu einer einzigen zusammengefaßten Präferenz gelangt, ein Problem, das durch eine sogenannte Präferenz-Aggregierungs-Regel gelöst werden kann, d.h. durch eine funktionale Relation F, und zwar so, daß für jede Menge eindimensionaler Präferenzrelationen Pj(i= 1, ...,/?) eine, und nur eine, zusammenfassende Präferenzrelation P bestimmt wird; symbolisch, P = F(P, P„). Die Aggregierung eindimensionaler Präferenzen deutet auf die Möglichkeit interdimensionaler Vergleiche und, insbesondere, interdimensionaler Kompensationen hin. So bietet dieser Ansatz die Möglichkeit von Indifferenzinsgesamt als Konsequenzgewisser Kompensationen zwischen eindimensionalen Präferenzen. Dies steht im Widerspruch zu anderen Indifferenzkonzepten, nach denen zwei Alternativen dann und nur dann indifferent sind, wenn eine Indifferenz zwischen ihnen auf jeder der Dimensionen besteht (siehe, zum Beispiel ROBERTS (1970) «max metric» Vorschlag). Der Gedanke interdimensionaler Vergleiche oder Kompensationen führt ganz natürlich zum Begriff eindimensionaler Präferenz-Intervalle (xhyl) und deren Repräsentation durch eindimensionale Präferenzfunktionen ,

AxC

51.024

2

BxC

144.547

4

36.137

1.402

0.767852

83.108

4

20.777

0.806

0.478254

Fehler

13612.985

528

25.782

Total

14407.626

545

AxBxC

m u s , besteht zwischen F r a u e n mit geradzahligem u n d F r a u e n mit u n g e r a d z a h l i g e m Sternzeichen kein m e h r als zufälliger Mittelwertsunterschied. A u ß e r d e m H a u p t e f f e k t im F a k t o r A ist in Tabelle 4 a u c h die W e c h s e l w i r k u n g A x B an der 5 % G r e n z e statistisch s i g n i f i k a n t . Damit ist die attrib u t i o n s t h e o r e t i s c h e E r k l ä r u n g des M a y o - W h i t e Eysenck-Ergebnisses zu H y p o t h e s e 1 bestätigt. Wie A b b i l d u n g 2 e r k e n n e n läßt, ist die R i c h t u n g EXTRAVERSION

12

dieser Wechselwirkung g e n a u nach der attrib u t i o n s t h e o r e t i s c h e n E r w a r t u n g : Der Mittelwertsunterschied im M e r k m a l E x t r a v e r s i o n zwischen F r a u e n mit u n g e r a d z a h l i g e m u n d geradzahligem Sternzeichen hängt von der Astrologiegläubigkeit der P r o b a n d e n a b . Für P r o b a n d e n , die an Astrologie g l a u b e n ( S t u f e n B 2 u n d B3), ergibt sich ein E x t r a v e r s i o n s u n t e r s c h i e d zwischen den beiden S t e r n z e i c h e n g r u p p e n im Sinne der astrologischen E r w a r t u n g . Die « u n g l ä u b i g e n » P r o b a n d e n der G r u p p e B1 hingegen lassen zwischen den beiden S t e r n z e i c h e n g r u p p e n keinen Mittelwertsunterschied in den Extraversionsiestwerten e r k e n n e n . D a Varianzanalysen die R i c h t u n g von Mitielwertsunterschieden nicht einseitig p r ü f e n , w u r d e der Z u s a m m e n h a n g zwischen Sternzeichen und Extrav ersion f ü r die G r u p p e n B1 u n d B2 + B3 auß e r d e m über punkt-biseriale K o r r e l a t i o n s k o c f f i zienten beslimmt u n d auf S i g n i f i k a n z g e p r ü f t . Diese M o d e r a t o r a n a l y s e e r g a b f o l g e n d e Werte: In der G r u p p e d e r astrologiegläubigen F r a u e n belief sich die Korrelation zwischen U n g e r a d z a h l i g keit des Sternzeichens u n d Extraversion a u f +0.16, f ü r die a s t r o l o g i e u n g l ä u b i g e n F r a u e n a u f - 0 . 0 5 . Der Unterschied zwischen diesen beiden K o e f f i z i e n t e n ist bei einseitiger Fragestellung auf d e m 2 % - N i v e a u statistisch signifikant (t = 2.15).

11

10

T gerade

S t e r n z e i chen

ungerade

Abb. 2: Geradzahlige vs. ungeradzahligcSlernzeichen, weibliche Teilstichprobe: Mittelwerte im Merkmal Extraversion für drei Stufen (B1-B3) der Astrologiegläubigkcit.

In A b b i l d u n g 3 wird die Beziehung zwischen Sternzeichen, Astrologiegläubigkeit u n d Extraversion f ü r die drei A l t e r s g r u p p e n der weiblichen Teilstichprobe dargestellt. Die G r u p p e n B2 u n d B3 w u r d e n der Übersichtlichkeit wegen z u s a m m e n g e f a ß t . Für die astrologiegläubigen F r a u e n ist der Mittel Wertsunterschied in allen A l t e r s g r u p pen positiv; er beträgt jeweils m i n d e s t e n s einen

62

P a w l i k & B u s e : S e l b s t - A l l r i b u i c r u n g als di f f c r e n t i e l l - p s y e h o l o g i s c h c M o d e r a t o r v a r i a b l e

EXTRAVERSION

13-

12-

IC-

Abb.3: G e r a d z a h l i g e

H

vs. u n g e r a d z a h l i g e S t e r n z e i c h e n ( g v s . u), w e i b l i c h e T e i l s t i c h p r o b e : M i t t e l w e r te i m M e r k m a l E x t r a v e r s i o n f ü r zwei S t u f e n ( B 1 , B 2 + B3) d e r A s t r o l o g i e g l ä u b i g k e i t u n d drei Alt e r s g r u p p e n ( C 1 - C 3 ) . R e c h t e c k e im u n t e r e n Teil der Abbildung: Mittelwertsdifferenzen zwischen geradzahligen und ungeradzahligen Sternzeichen (links j e w e i l s f ü r die A s t r o l o g i e g l ä u b i g e n , r e c h t s f ü r die Ungläubigen).

1

IT C2

CI

C3

Testpunkt. Für die Gruppe der Frauen, die nicht an Astrologie glauben, ist der Mittelwertsunterschied deutlich geringer, in zwei Altersgruppen sogar negativ, d.h. der astrologischen Erwartung entgegengesetzt. Die Testung der Astrologiehypothese 2 für die weibliche Teilstichprobe bringt vergleichbare Resultate (Tabelle 6 und 7). Wird im Faktor A die Tab.6: W a s s e r - S t e r n z e i c h e n Quelle

Qu-Summe

Stufe A3 gegen die zusammengefaßten Stufen A1 und A 2 getestet, liefert die Neurotizismusskala und nur diese (vgl. Tabelle 7) - einen an der 2%Grenze signifikanten Haupteffekt im Faktor A, dessen Richtung wieder mit der astrologischen Erwartung übereinstimmt. Frauen, die unter einem Wasser-Sternzeichen geboren sind, schreiben sich im Mittel höhere Werte in Emotionaler Labilität

vs. a n d e r e S t e r n z e i c h e n , w e i b l i c h e T e i l s t i c h p r o b e : V a r i a n z a n a l y s e im M e r k m a l N e u r o t i z i s m u s . df

Mittlere Q u

F

Wahrscheinlichkeit von x kleiner a l s F

A

158.215

1

158.215

6.140

0.986480

B

233.073

1

233.073

9.046

0.997243

C

69.859

2

34.930

1.356

0.741333

A x B

66.811

1

66.811

2.593

0.892072

AxC

19.998

2

9.999

0.388

0.321440

BxC

53.662

2

26.831

1.041

0.646299

4.972

2

2.486

0.096

0.091955

Fehler

13784.912

535

25.766

Total

14433.243

546

AxBxC

63

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1979,10,54-69

Tab. 7: W a s s e r - S t e r n z e i c h e n vs. a n d e r e S t e r n z e i c h e n , w e i b l i c h e T e i l s t i c h p r o b e : V a r i a n z a n a l y s e im M e r k m a l E x t r a v e r s i o n . Quelle A

Qu-Summc 2.451

df

Mittlere Q u 1

F

W a h r s c h e i n l i c h k e i t von x kleiner a l s F

2.451

0.148

0.299505

B

38.669

1

38.669

2.337

0.873052

C

284.789

2

142.394

8.605

0.999790

AxB

64.864

1

64.864

3.920

0.951763

AxC

9.284

2

4.642

0.281

0.244499

BxC

97.440

2

48.720

2.944

0.946495

7.053

2

3.526

0.213

0.191854

Fehler

8853.468

535

16.549

Total

9392.563

546

AxBxC

(Neurotizismus) zu als die unter einem anderen Sternzeichen geborenen. Die Mittelwertsdifferenz beträgt 1,3 Testpunkte (bei einer Testwertestreuung von u n g e f ä h r 5 P u n k t e n ) . U n d auch in diesem Fall ist die Wechselwirkung zwischen den F a k t o r e n A und B in der nach der Attributionstheorie erwarteten Richtung, nur liegt die Irrtumswahrscheinlichkeit hier bei 11%. Die korrelationsstatistische Auswertung ergab einen punkt-biserialen Korrelationskoeffizienten (zwischen Sternzeichen und Neurotizismus) von+0.15 f ü r die astrologiegläubigen Frauen und von +0.01 f ü r die astrologieungläubigen. Der Unterschied zwischen beiden Koeffizienten liegt bei einseitiger Fragestellung bei 8 % und in der erwarteten Richtung: Bei astrologieungläubigen Frauen besteht kein Z u s a m m e n h a n g (Korrelation nicht signifikant von Null verschieden) zwischen Sternzeichen und Neurotizismus, w ä h r e n d f ü r astrologiegläubige Frauen eine auf dem 1 % - N i v e a u signifikante Korrelation zwischen Sternzeichen und Neurotizismus resultiert.

im F a k t o r Extraversion f ü r gerad- und ungeradzahlige Sternzeichen. Wenn die entsprechende Wechselwirkung A x B in Tabelle 6 nicht signifikant ist, m a g das damit z u s a m m e n h ä n g e n , d a ß die G r u p p e n g r ö ß e n hier - anders als in Tabelle 4 sehr unterschiedlich liegen: Die f ü r die SignifiN EUROTIZISMUS

13

12 11

10

Die Abbildungen 4 und 5 stellen diese Ergebnisse grafisch d a r . In der G r u p p e der astrologieungläubigen Frauen ( B l ) besteht kein Mittelwertsunterschied im F a k t o r Neurotizismus zwischen Wasser-Sternzeichen und anderen Sternzeichen. Nur in den astrologiegläubigen G r u p p e n B2 und B3 finden wir den nach der astrologischen Theseerwarteten Mittelwertsunterschied im Neurotizismustest. Der Unterschied zwischen der G r u p p e B1 und den G r u p p e n B2 und B3 liegt exakt in der attributionstheoretisch erwarteten Richtung und ist größ e n o r d n u n g s m ä ß i g sogar noch ausgeprägter als

B1

Wasser-Sternzei chen

Abb.4:

ja

W a s s e r - S t e r n z e i c h e n vs. a n d e r e S t e r n z e i c h e n . weibliche T e i l s t i c h p r o b e : M i t t e l w e r t e im M e r k m a l N e u r o t i z i s m u s f ü r drei S t u f e n ( B 1 - B 3 ) d e r A s t r o l o g i e g l ä u b i g k e i t .

64

Pawlik&Busc:Sclbst-Atlribiiicrungalsdiffercnliell-psychologischcModcratorvariablc NEUROTIZISMUS

13B2 + B3 — w + 12-

11-

N

10^

\

B1 — w + "B1 w-

1

tJ C2

C1

Abb.5: Wasser-Sternzeichen vs. andere Sternzeichen (w+vs. w-), weibliche Teilstichprobe: Mittelwerte im Merkmal Neurotizismus für zwei Stufen (B1, B2 + B3) der Astrologiegläubigkeit und drei Altersgruppen (C1-C3). Rechtecke im unteren Teil der Abbildung: Mittelwertsdifferenzen zwischen Wasser-Sternzeichen und anderen Sternzeichen (links jeweils für die Astrologiegläubigen, rechts für die Ungläubigen).

C3

kanzprüfung entscheidende Untergruppe der Personen mit Wasser-Sternzeichen macht nur 21% der Gesamtstichprobe aus. Die Kontrollauswertung im Hinblick auf die Altersvariable C ist in Abbildung 5 dargestellt. Männliche Teilstichprobe: Die Auswertung für die männliche Teilstichprobe gestaltete sich schwieriger. Zum einen sind die Mittelwertsunter-

schiede durchweg numerisch geringer (bei 0.7 Testpunkten), zum anderen dieUnterstichproben - trotz des beachtlichen Umfanges der Gesamtstichprobe - für die statistische Absicherung derart geringer Unterschiede vielfach nicht mehr groß genug. Im übrigen stehen aber die Ergebnisse in der männlichen Teilstichprobe- abgesehen von der Gruppe der über 60 Jahre alten Probanden im

Tab. 8: Geradzahlige vs. ungcradzahligc Slcrn/eichen, männliche Tcilstichprobc: Varianzanalysc im Merkmal Extraversion. Quelle

Qu-Summc

Mittlere Qu

F

Wahrscheinlichkeit von x kleiner alsF

33.587

2.050

0.846499

2

4.360

0.266

0.233462

2

31.726

1.937

0.853531

2

7.428

0.453

0.364006

2

17.710

1.081

0.659108

df

33.587

1

B

8.720

C

63.453

AxB

14.856

AxC

35.420

A

32.304

4

8.076

0.493

0.259118

114.970

4

28.743

1.755

0.861165

Fehler

3833.124

234

16.381

Total

4150.603

251

BxC AxBxC

65

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1979,10,54-69

Tab. 9: Geradzahlige vs. ungeradzahlige Stern/eichen, männliche Teilstichprobe: Varianzanalyse im Merkmal Neurotizismus. Quelle A

Qu-Summe

df

F

Wahrscheinlichkeit von x kleiner a l s F

1.735

0.810942

20.273

1.025

0.639551

166.700

8.427

0.999708

18.839

0.952

0.612681

8.243

0.417

0.340286

Mittlere Qu

34.321

1

B

40.547

2

C

333.401

2

AxB

37.678

2

AxC

16.485

2

BxC

96.482

4

24.120

1.219

0.696725

AxBxC

28.887

4

7.222

0.365

0.166648

19.781

Fehler

4628.867

234

Total

5216.901

251

34.321

Merkmal Extraversion - mit den Erwartungen nach der Attributionshypothese nicht im Widerspruch: In den Tabellen 8 und 9 sind die Ergebnisse für die Auswertung zur astrologischen Hypothese 1 (geradzahlige vs. ungeradzahlige Sternzeichen),

in den Tabellen 10 und 11 für die Auswertung zur astrologischen Hypothese 2 (Wasser-Sternzeichen vs.restlicheSternzeichen)zusammengefaßt. Keiner der uns interessierenden F-Werte ist statistisch signifikant, auch nicht im Faktor A . In unserer männlichen Teilstichprobe kann keine der

Tab. 10: Wasser-Stcrnzeicheii vs. andere Stern/eichen, männliche Teilstichprobe: Varianzanalyse im M e r k m a l Neurotizismus. Quelle

Qu-Summe

df

Mittlere Q u

25.084

1

B

40.547

2

C

311.563

1

AxB

64.501

2

AxC

6.928

1

BxC

14.561

AxBxC

52.574

Fehler Total

A

25.084

F

Wahrscheinlichkeit von x kleiner alsF 1.274

0.739800

20.273

1.029

0.641214

311.563

15.820

0.999908

32.250

1.638

0.803382

6.928

0.352

0.446344

2

7.281

0.370

0.308655

2

26.287

1.335

0.734833

4726.563

240

19.694

5216.901

251

Tab. II: Wasscr-Stern/eichen vs. andere Stern/eichen, männliche Teilstichprobe: Varianzanalyse im Merkmal Extraversión. Quelle A

Qu-Summe

df

14.183

1

Mittlere Qu

F

Wahrscheinlichkeit von x kleiner a l s F

14.183

0.851

0.642801

B

8.720

2

4.360

0.262

0.229965

C

62.177

1

62.177

3.731

0.945397

AxB

39.387

2

19.693

1.182

0.691429

AxC

0.887

1

0.887

0.053

0.182208

BxC

8.139

2

4.069

0.244

0.216437

0.177

0.161966

AxBxC

5.894

2

2.947

Fehler

4000.071

240

16.667

Total

4150.603

251

66

Pawlik&Buse:Selbst-Attribuierungalsdifferentiell-psychologische Moderatorvariable

EXTRAVERSION

B2+B3 u —

11-

B1 u

10-

B2+B3 — 9

'B1

9

n ü C1

Abb. 6: Geradzahlige vs. ungeradzahlige Sternzeichen, männliche Teilstichprobe: Mittelwerte im Merkmal Extraversion. Legende wie Abbildung 3.

u C2

C3

NEUROTIZISMUS

B2 + B3, w + B2 + B3, w B1,w+ B1.W-

H C1

C2+C3

Abb. 7: Wasser-Sternzeichen vs. andere Sternzeichen, männliche Teilstichprobe: Mittelwerte im Merkmal Neurotizismus. Legende wie Abbildung 5.

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1 9 7 9 , 1 0 , 5 4 - 6 9

astrologischen Hypothesen statistisch abgesichert werden. Dies mag auch damit zusammenhängen, daß die untersuchten Männer insgesamt weniger astrologiegläubig waren als die untersuchten Frauen (Tabelle 2). Nach der attributionstheoretischen Erklärung des Mayo-White-Eysenck-Ergebnisses wäre daher zu erwarten, daß der Zusammenhang zwischen Sternzeichen und Persönlichkeitstestwert bei Männern deutlich schwächer ausgeprägt ist als bei Frauen. Da die H a u p t e f f e k t e im Faktor A f ü r Extraversion und Neurotizismus jeweils insignifikant sind, stehen in diesem Fall die insignifikanten Wechselwirkungseffekte A x B nicht im Widerspruch zur Attributionshypothese. Die Abbildungen 6 und 7 stellen die Ergebnisse grafisch dar, und zwar Abbildung 6 für die Extraversions-Testwerte (Hypothese 1) und Abbildung 7 für die Neurotizismus-Testwerte (Hypothese 2). In Abbildung 7 sind die Altersgruppen C2 und C 3 wegen zu geringer Zellhäufigkeiten zusammengefaßt. Lediglich die Gruppe der Männer über 60 Jahren zeigt ein von der attributionstheoretischen Vorhersage abweichendes, allerdings nichtsignifikantes Ergebnis: Der Unterschied im Extraversionstest zwischen Personen mit geradzahligem und Personen mit ungeradzahligem Sternzeichen ist hier für Astrologiegläubige und Astrologieungläubige gleich groß. O b d a f ü r Zufallsschwankungen verantwortlich sind (wie beispielsweise in der Untergruppe der männlichen Probanden unter 40 Jahren, in denen auch der Astrologieeffekt selbst nicht mehr nachweisbar ist) oder andere Gründe, läßt sich aus den vorliegenden Daten nicht klären. Das gleiche gilt auch für die insgesamt höhere Astrologiegläubigkeit der älteren P r o b a n d e n . Diese ist möglicherweise als Kohorteneffekt zu verstehen (etwa in dem Sinn, daß ältere Menschen häufiger in einer Atmosphäre heranwuchsen, die der Astrologie noch weniger kritisch gegenüberstand), könnte aber auch auf einenentwicklungspsychologisch-längsschnittlichen Trend zurückgehen (etwa derart, daß ältere Menschen eine wachsende Tendenz entwickeln, sich von astrologischen Ansätzen leiten zu lassen).

67 finden war, in denen der nach der Attributionshypothese vorhergesagte Wechselwirkungseffekt signifikant war. Nach diesen Ergebnissen sind signifikante Mittelwertsunterschiede im Sinne von MAYO et al. darauf zurückzuführen, d a ß die Probanden selbst die entsprechenden astrologischen Deutehypothesen internalisiert haben. Diese Verifikation der attributionstheoretischen Erklärung des Mayo-White-Eysenck-Ergebnisses bedarf jedoch noch der Absicherung gegen den naheliegenden psychometrischen Einwand, daß der gefundene Moderatoreffekt auf unterschiedliche Sorgfalt in der Testbearbeitung zurückzuführen ist. Ein solcher Einwand ließe sich etwa auf der Hypothese a u f b a u e n , daß P r o b a n d e n , die der Astrologie kritisch gegenüberstehen (an astrologische Thesen nicht glauben bzw. die Astrologie aktiv ablehnen), aus dem Motiv, den Beweis astrologischer Aussagen zu erschweren, den Test weniger sorgfältig bzw. weniger aufrichtig beantwortet haben als Astrologiegläubige, denen möglicherweise am Beweis astrologischer Aussagen mehr gelegen war. U m einem solchen Einwand Rechnung zu tragen, wurden die psychometrischen Eigenschaften der Testantworten in zweifacher Hinsicht ü b e r p r ü f t :1. nach der internen Konsistenz der Persönlichkeitsskalen und 2. durch eine Analyse der Antwortverteilungen im Lügenwert des Eysenck-Personality-Inventory. Wenn Probanden mit unterschiedlicher Astrologieeinstellung den Test unterschiedlich sorgfältig beantworteten, müßte dies entsprechende Unterschiede in der internen Konsistenz der Testskalen nach sich ziehen. Die Analyse der Lügenwerte müßte darüber hinaus Verfälschungen der Antworten (in Richtung auf günstige Selbstdarstellung und soziale Erwünschtheit) aufdecken.

zum Testverhalten: Die

Die P r ü f u n g der internen Konsistenz nach der Kuder-Richardson-Formel 20 ergab für die nach ihrer Astrologiegläubigkeit unterschiedenen Teilstichproben (Faktor B) sowohl in Extraversion ( B l : 0.75; B2:0.75; B3:0.73) als auch in Neurotizismus ( B l : 0.83; B2: 0.83; B3: 0.81) praktisch identische Koeffizienten. Die nach dem Astrologie-Fragebogen gebildeten Untergruppen unterscheiden sich also in der Konsistenz ihrer Antworten im Persönlichkeitstest E P I nicht.

varianzanalytische und korrelationsstatistische Auswertung hat gezeigt, daß ein signifikanter Zusammenhang zwischen Sternzeichen und Persönlichkeitstestwerten nur in jenen Untergruppen zu

Ein interessantes Ergebnis erbrachte die varianzanalytische Auswertung der Lügen werte des E P I . Danach besteht in der Tat im Faktor B ein an der 0,2%-Grenze signifikanter H a u p t e f f e k t . Die

Kontrollauswertung

68

Pawlik&Buse:Selbst-Attribuierungalsdiffcrcnlicll-psychologischcModeratorvariablc

Richtung dieses Effektes ist allerdings der Interpretationsrichtung des oben erläuterten Einwandes entgegengesetzt: Die Probanden der Gruppe B3 (strenggläubig) erzielten im Mittel höhere Lügenwerte (M = 4,0) als die Gruppen B1 (M = 3,7) und B2 (M = 3,5). Unabhängig davon, wie dieser Gruppenunterschied zu interpretieren ist - als Erklärung für die gefundenen Wechselwirkungseffekte kommt er sicher nicht in Frage. Nach diesem Ergebnis haben gerade Probanden mit besonders positiver Einstellung zur Astrologie den Test mit höherer Verfälschungseinstellung beantwortet als die Probanden der übrigen Gruppen. Nach diesen psychometrischen Kontrollauswertungen ist auszuschließen, daß Personen, die der Astrologie kritisch gegenüberstehen und astrologischen Aussagen wenig bis keinen Glauben schenken, den Persönlichkeitstest weniger sorgfältig ausgefüllt haben als die sog. astrologiegläubigen Probanden. Als ein Nebenergebnis ist den Abbildungen 4 und 5 (vgl. auch Tabellen 5 und 6) zu entnehmen, daß in der weiblichen Teilstichprobe - und nur in dieser - ein signifikanter Zusammenhang zwischen Neurotizismus und Astrologiegläubigkeit besteht. Höhere Astrologiegläubigkeit geht mit erhöhten Neurotizismuswerten zusammen und umgekehrt. Diskussion Die attributionstheoretische Erklärung des Mayo-White-Eysenck-Ergebnisses konnte im wesentlichen verifiziert werden. Mit einer einzigen Ausnahme (männliche Probanden über 60 Jahre) sind die von MAYO et al. berichteten Zusammenhänge zwischen Sternzeichen und Persönlichkeitstest wert nur für jene Probanden zu replizieren, die der Astrologie positiv gegenüberstehen und sich astrologisches Gedankengut wahrscheinlich persönlich zu eigen gemacht haben. In der Vergleichsgruppe der «astrologieungläubigen» Probanden waren die Mayo-White-Eysenck-Ergebnisse ausnahmslos nicht inferenzstatistisch zu replizieren. Ergab die Varianzanalyse im Faktor «Sternzeichen» einen signifikanten Haupteffekt im Sinne der astrologischen Erwartung, lag stets auch die Wechselwirkung dieses Faktors mit der Einstellungsvariable «Astrologiegläubigkeit» in der attributionstheoretisch

erwarteten Richtung. Danach müssen die positiven Ergebnisse von MAYO et al. darauf zurückgeführt werden, daß die dort untersuchten stärker astrologiegläubigen Probanden in Kenntnis ihres Sternbilds Merkmals-Selbstzuschreibungen im Sinnederastrologischen Deuteregeln fürsich vorgenommen und den Persönlichkeitsfragebogen mit entsprechender Einstellung beantwortet haben. Eine besondere (etwa: astrologisch-psychogenetische) inhaltliche Erklärung der MayoWhite-Eysenck-Ergebnisse dürfte sich danach erübrigen, ein Umdenken der Persönlichkeitspsychologie in der Fragedes Zustandekommens individueller Unterschiede in Extraversion und Neurotizismus ist nicht vonnöten. Die methodische Konsequenz aus dieser Untersuchung ist ebenfalls offensichtlich: Der Fehler der Mayo-White-Eysenck-Untersuchung lag darin, eine persönlichkeitspsychologische Hypothese über die differentiell-psychologische Korrelation von Selbstbeurteilungsdaten ohne attributionstheoretische Kontrollbedingung (hier: unsere Gruppe Bl) prüfen zu wollen. Eine solche Kritik dürfte allerdings nicht allein auf diese eine Untersuchung, sondern auf einen weiten Bereich differentiell-psychologischer Forschung überhaupt zutreffen. So müssen wir aus den hier berichteten Ergebnissen als zweite Konsequenz folgern, daß differentiell-psychologische Korrelationen von BR- und Q-Variablen generell an einer attributionstheoretischen Kontrollgruppe gegengeprüft werden müssen. Der varianzanalytische oder korrelationstatistischeModeratoransatzist dazu eine geeignete Methode. Eine solche systematische Abtestung vieler differentiell-psychologischer Korrelationen im Bereich von Selbst- und Fremdbeurteilungsdaten steht überwiegend noch aus. Dazu ein weiteres Beispiel: Untersuchungen zur Konstitutionstypologie nach KRETSCHMER, die sich subjektiver Verfahren (Selbstbeurteilungen nach Fragebogenmethode oder Verhaltensbeurteilungen durch Dritte) bedienten, haben oftmals typologische Korrelationen zwischen Körperbau und Persönlichkeit belegt (vgl. ROHRACHER, 1969), die auch dem Erwartungsbild der «naiven» Differentialpsychologie (rundliche Menschen sind behäbigfreundlich, der Eiferer ist schlank und hager, usw.) zu entsprechen schienen. Kontrolluntersuchungen mit objektiven Tests (siehe z.B. die Zusammenstellung bei EYSENCK, 1960) haben solche

69

Zeitschrift f ü r Sozialpsychologie 1979,10,54-69

Korrelationen zwischen Körperbauform und Persönlichkeitseigenschaften nicht zu verifizieren vermocht. Die referierten Ergebnisseillustrieren an einem anschaulichen Beispiel, welche zusätzlichen methodischen Anforderungen an Untersuchungen zu stellen sind, die differentiell-psychologische Korrelationen allein über subjektive Erhebungsvariablen bestimmen.

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I

^ A

70

Bortz&Leitner: Zur FragederBeziehungzwischen der attitüdenändernden Wirkungzweier Tageszeitungen

Zur Frage der Beziehung zwischen der attitüdenändernden Wirkung zweier Tageszeitungen und ihrer Bewertung* JÜRGEN BORTZ & KONRAD LEITNER Technische Universität Berlin

In einer zweijährigen Längsschnittuntersuchung wurde überprüft, wie die Einschätzung zweier überregionaler Tageszeitungen hinsichtlich der Merkmale Attraktivität, Vertrauenswürdigkeit und Sachverstand mit den durch die Zeitungen hervorgerufenen Attitüdenänderungen zusammenhängt. Die Zeitungen wurden den Versuchspersonen nach Zufall zugewiesen. Es konnte gezeigt werden, daß diese Zusammenhänge bei derjenigen Zeitung, die insgesamt negativer bewertet wird, erheblich höher sind als bei der positiv bewerteten Zeitung.

The article reports the results of a two-year longitudinal study in which the relationship between readers' evaluations of the attractiveness, trustworthiness, and expertise of two newspapers and the amount of reader attitude change was investigated. The newspapers were randomly assigned to the reader-respondents. Results showed that the hypothesized relationship between general evaluation and attitude change varied between the two newspapers and that this relationship was greater for the generally less-positively evaluated newspaper.

Problemlage

Merkmale der Rezipienten (hier Zeitungsleser) (BRAUNE, 1972) und andererseits der Merkmale des Kommunikators (hier Zeitungen). Gegenstand dieses Berichtes ist die Untersuchung der Bedeutung von Kommunikatorvariablen für den durch den Kommunikator hervorgerufenen Attitüdenänderungsprozeß . Die meisten Untersuchungen zu diesem Themenkomplex befassen sich mit den erstmals von KELMAN (1958,1961) erwähnten Kommunikatorvariablen Macht, Attraktivität und Glaubwürdigkeit . Unter Macht wird beispielsweise die Möglichkeit des Kommunikators verstanden, die Reaktionen des Rezipienten auf die Nachricht zu kontrollieren bzw. zu überwachen, was für unsere Studie, in der als Kommunikatoren Tageszeitungen untersucht werden, irrelevant ist. Die Zeitungen sind für die Leser unpersönliche, anonyme Kommunikatoren, von denen keine positiven oder negativen Sanktionen zu erwarten sind. Die Macht variable kann deshalb für diese Analyse der Attitüdenänderung unberücksichtigt bleiben. Attraktive Kommunikatoren können nach Ansicht KELMANS Attitüdenänderungen in der Weise bewirken, daß der Rezipient sich mit dem Kommunikator identifiziert und so dessen Werte und Einstellungen übernimmt. Prototypisch für diese Art der Attitüdenänderung, die üblicher-

In der auf Massenmedien bezogenen Wirkungsforschung herrschte die von KLAPPER (1960,1967) vertretene Meinung vor, daß Massenmedien lediglich bereits vorhandene Attitüden, Meinungen und Verhaltenstendenzen verstärken. Im Widerspruch hierzu stehen jedoch Ergebnisse einer als Quasi-Feldstudie konzipierten Längsschnittuntersuchung, in der gezeigt werden konnte, daß politische Attitüden sowohl durch das längerfristige (l-2jährige) Lesen von Tageszeitungen (BODEN et al. 1975) als auch durch deren 8wöchigen Bezug (BRAUNE et al., 1976) spezifisch verändert werden. Im folgenden wollen wir über eine weitere Teilauswertung dieser Längsschnittstudie berichten, in der die durch das Zeitunglesen hervorgerufenen Attitüdenänderungen genauer analysiert werden sollen. Die Anlage der Gesamtuntersuchung (vgl. Abb.2) ermöglicht einerseits eine Analyse der * Die Autoren danken der Deutschen Forschungsgemeinschaft für die finanzielle Unterstützung ihrer im Rahmen des Sonderforschungsbereiches 22 durchgeführten Untersuchung. An der Durchführung dieses Projektes waren Dr. Ulrike Boden, Dr. P. Braune und Prof. Dr. J.Franke massgeblich beteiligt. Ihnen sei ebenfalls herzlich gedankt.

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1979,10,70-84

weise mit einer Steigerung des Selbstwertgefühles einhergeht, dürften z.B. Identifizierungen Jugendlicher mit künstlerischen, sportlichen oder religiösen Idolen bzw. verbandsartigen Gruppierungen sein, denen man durch Veränderung der eigenen Erscheinung, des Verhaltens und auch der Ansichten möglichst ähnlich sein will. Es ist jedoch zu fragen, ob Tageszeitungen in diesem Sinne attraktiv sein können, um über eine Identifizierung des Lesers mit der Zeitung Attitüdenänderungen zu bewirken. Zwar ist es nicht ausgeschlossen, daß vor allem Zeitungen, die einen extremen politischen Standpunkt vertreten, Leser haben, die sich vollständig mit «ihrer» Zeitung identifizieren und deshalb alle in dieser Zeitung geäußerten Meinungen und Ansichten übernehmen; wahrscheinlicher ist jedoch die Annahme, daß je nach Affinität des politischen Standortes der Zeitung und dem des Lesers eine Zeitung bestenfalls unterschiedlich sympathisch erscheint, was die Bereitschaft, die Attitüden in Richtung der Zeitung zu verändern, beeinflussen kann. Politische Nähe ist sicherlich eine wesentliche Voraussetzung dafür, eine Zeitung sympathisch zu finden. Gleichermaßen bedeutsam für dieses Urteil dürfte jedoch auch die dritte von KELMAN genannte Kommunikatorvariable sein: die Glaubwürdigkeit. Untersuchungen zur Glaubwürdigkeit von Kommunikatoren nehmen in der sozialpsychologischen Forschung einen breiten Raum ein (vgl. z.B. die zusammenfassenden Berichte von MCGUIRE, 1969a oder LINDNER-BRAUN, 1972). Ein großer Teil dieser Forschungsberichte ist jedoch für die Ableitung von Hypothesen für unsere Untersuchung wenig geeignet, weil sie einerseits größtenteils nicht in Feldstudien, sondern in Laborexperimenten gewonnen wurden. Zum anderen befassen sie sich fast ausschließlich mit der Glaubwürdigkeit von Personen, womit sich die Frage stellt, inwieweit diese Ergebnisse auch für anonyme Kommunikatoren wie z.B. Tageszeitungen gültig sind. Dennoch soll im folgenden geprüft werden, ob sich aus der Variablen «Glaubwürdigkeit» eine auf unsere Untersuchung anwendbare Hypothese ableiten läßt. HOVLAND etal.(1953)nennen zwei Aspekte der Glaubwürdigkeit: den Sachverstand (expertise) und die Vertrauenswürdigkeit (trustworthiness). Empirische Untersuchungen über die Bedeutung des Sachverstandes von Kommunikatoren unter-

71

stützen die plausible Hypothese, daß Kommunikatoren mit höherem Sachverstand - zumindest kurzfristig - deutlichere Attitüdenänderungen bewirken als Kommunikatoren mit geringerem S a c h v e r s t a n d ( v g l . z . B . BAUER, 1 9 6 5 ; E W I N G , 1 9 4 2 ; HOVLAND & WEISS, 1 9 5 1 ; KELMAN & H O V LAND, 1 9 5 3 ) .

Der zweite Aspekt der Glaubwürdigkeit, die Vertrauenswürdigkeit, wird im allgemeinen dadurch charakterisiert, daß der Rezipient Beeinflussungstendenzen bzw. Manipulationsabsichten des Kommunikators wahrnimmt oder vermutet. (MCGUIRE [1969b] bezeichnet diesen Aspekt der Glaubwürdigkeit als Objektivität). Wenig vertrauenswürdig ist in diesem Sinne ein Kommunikator, der die Rezipienten offensichtlich eher in ihrer Meinung beeinflussen als informieren will. Mit diesem Teilaspekt der Glaubwürdigkeit verbindet sich die ebenfalls plausible Hypothese, daß wahrgenommene oder vermutete Manipulationsabsichten einen Widerstand gegen mögliche Attitüdenänderungen mobilisieren. Daraus folgt, daß weniger objektive bzw. weniger vertrauenswürdige Kommunikatoren eine geringere Attitüdenänderung bewirken. Zahlreiche Untersuchungen, die im einzelnen bei MCGUIRE (1969a) diskutiert werden, stehen jedoch im Widerspruch zu dieser Hypothese. Laborexperimente, in denen die Vertrauenswürdigkeit bzw. Objektivität des Kommunikators sorgfältig variiert wurde(McGuiRE nennt zehn experimentelle Varianten allein für diese Fragestellung) belegen überzeugend, daß der Verdacht einer Manipulationsabsicht seitens des Kommunikators allein keine hinreichende Erklärung für vorhandene oder nichtvorhandene Attitüdenänderungen gewährleistet. Auch direkte Hinweise auf die Beeinflussungsabsichten des Kommunikators konnten in Untersuchungen von MCGINNIES & DONELSON ( 1 9 6 3 )

sowie

ALLYN &

FESTINGER

(1961) nicht verhindern, daß die Rezipienten ihre Ansichten im Sinne des Kommunikators veränderten. Resümierend kommt MCGUIRE (1969a, p.185) zu dem Schluß: «In summary, although thereis much research relevant to thequestion, the evidence in support of the hypotheses (that sources lose persuasive effectiveness when their bias and persuasive intent are perceived by the audiences) is small almost to the vanishing point.» Damit erwarten wir für unsere Untersuchung, daß nur die Sympathie des Kommunika-

72

BorIz&Leitner: Zur Frage der Beziehungzwischen der attitüdenändernden Wirkung zweier Tageszeitungen

tors und sein Sachverstand das Ausmaß der Attitüdenänderung beeinflussen. Ein weiteres Problem verbindet sich mit der Frage, wie sich Attitüden in Abhängigkeit von der Attitüdendiskrepanz zwischen dem Rezipienten und dem Kommunikator verändern. Neben Untersuchungen von C H E N (1936), COHEN (1959), GOLDBERG (1954), HOCHBAUM (1954), HOVLAND & PRITZKER (1957) sowie ZIMBARDO(1960), die eine monoton steigende Beziehung fanden und Untersuchungen von FISHER & LUBIN (1958) HOVLAND et al. (1957) und WHITTAKER (1964a, b), in denen sich nichtmonotone Beziehungen zwischen der Attitüdenänderung und den Attitüdendiskrepanzen fanden, erscheinen uns die Ausführungen von ARONSON et al. (1971) und BERGIN (1962) am plausibelsten, nach denen die Art dieses Zusammenhanges durch die Glaubwürdigkeit des Kommunikators bestimmt wird (vgl. Abb.l). Ist der Kommunikator perfekt glaubwürdig, ändert sich die Attitüde annähernd proportional zur Attitüdendiskrepanz. Bei hoher, aber nicht perfekter Glaubwürdigkeit nimmt die Attitüdenänderung zunächst bis zu einer bestimmten Attitüdendiskrepanz zu, um danach wieder abzufallen. Bei niedriger Glaubwürdigkeit wird das Maximum der Attitüdenänderung bereits bei geringerer At-

titüdendiskrepanz erreicht. Ist der Kommunikator völlig unglaubwürdig, bleiben die Attitüden unbeeinflußt. Im folgenden soll überprüft werden, ob diese hypothetischen Verläufe durch die hier vorliegende Teilauswertung bestätigt werden können, wobei jedoch einschränkend bemerkt werden muß, daß dies nicht die primäre Zielsetzung der Gesamtuntersuchung war. In erster Linie ging es uns um den Nachweis, daß das Lesen von Tageszeitungen politische Attitüden beeinflußt. Gemäß dieser Fragestellung wurde der Untersuchungsplan entworfen. Ginge es nur um die in A b b . l veranschaulichten Hypothesen, wäre sicherlich eine gezieltere Untersuchungsplanung erforderlich gewesen. Dennoch bietet - wie im folgenden gezeigt wird - auch der etwas breiter angelegte, nicht ausschließlich auf die hier zu behandelnde Problematik bezogene Versuchsplan Möglichkeiten, einige mit diesen Hypothesen zusammenhängende Teilfragen zu beantworten. Zunächst soll jedoch auf eine Problematik eingegangen werden, die sich grundsätzlich mit der Überprüfung der in Abb. 1 verdeutlichten Hypothesen verbindet. Es ist damit zu rechnen, daß die Glaubwürdigkeit von Tageszeitungen - in Abhängigkeit vom Leser - irgendwo im mittleren Bereich

Abb. 1: Hypothetische Zusammenhänge zwischen Attitüdenänderung, Attitüdendiskrepanz und Glaubwürdigkeit von Kommunikatoren.

73

Zeitschri ft für Sozialpsychologie 1979,10,70-84

angesiedelt ist, d . h . wir erwarten Attitüdenänderungsverläufe, die ähnlich wie die nichtmonotonen Verläufe in A b b . 1 ein Maximum aufweisen. Hierbei müssen wir allerdings voraussetzen, daß die Attitüden-Diskrepanzwerte der Leser genügend streuen, denn nur so ist der nichtmonotone Funktionsverlauf der Attitüdenänderungen als ganzer ü b e r p r ü f b a r . Andernfalls (bei nicht genügend großer Streubreite) wären auch monoton steigende und m o n o t o n fallende Attitüdenveränderungsverläufe hypothesenkonform. Im ersten Falle könnten wir behaupten, daß die Attitüdendiskrepanzen der Leser zu gering waren, um über das Maximum hinausgehende Attitüdenänderungen zu bewirken. Im zweiten Falle wären die Attitüdendiskrepanzen zu groß, so daß die Attitüdenänderungen bei zunehmender Diskrepanz bereits wieder verkleinert würden. Der Literatur entnehmen wir keinerlei Hinweise darüber, wie diejenige Attitüdendiskrepanz, für die bei gegebener Glaubwürdigkeit eine maximale Attitüdenänderung erwartet wird, objektiv bestimmt werden kann. Ohne ein solches, unabhängig von den Daten festgelegtes Kriterium, sind Vorhersagen über mögliche Funktionstypen jedoch relativ beliebig, d. h. die Hypothese ist in dieser Form nur schwer falsifizierbar. Hiermit ist ein

Problem angedeutet, das sich generell stellen dürfte, wenn es um die Ü b e r p r ü f u n g eingipfliger nichtmonotoner (z.B. umgekehrt U-förmiger) Beziehungen geht (näheres hierzu vgl. BORTZ, 1978). Präziser wird die Hypothese beispielsweise durch eine Zusatzannahme, nach der wir davon ausgehen, daß die Diskrepanzwerte nur in einem bestimmten Bereich streuen, so daß auch bei geringerer Glaubwürdigkeit das Maximum der entsprechenden Verteilung nicht überschritten wird. Dieser Bereich, in dem nur monoton steigende Zusammenhänge erwartet werden, ist in A b b . l schraffiert. Daß diese Zusatzannahme f ü r unsere Untersuchung plausibel ist, geht aus einer Untersuchung von iNSKoet al. (1966) hervor, in der sich der abfallende Verlauf der Attitüdenänderung erst bei sehr extremen Attitüdendiskrepanzen zeigte, wobei es sich zudem um völlig eindeutige Einstellungsobjekte handeln mußte. Beides d ü r f te auf Zeitungen, die sich im wesentlichen mit weniger eindeutigen politischen Attitüdenobjekten befassen, nicht zutreffen. A u f g r u n d der bisherigen Überlegungen erwarten wir für unsere Untersuchung, daß die Attitüden der Leser um so stärker in zeitungsspezifischer Weise verändert werden, desto

Gesamtzahl der Vpn: 760 Stichprobe

s, Ing.

Fachrichtung FR

Zeitung 1.Messung

S; Ing.

Wi. W

FR

s,

W

FR

Wi. W

FR

Ing. W

FR

Wi. W

FR

1971

253 Vpn

254 Vpn

253 Vpn

1972

219 Vpn

203 Vpn

208 Vpn

1973

178 Vpn

155 Vpn

177 Vpn

W

1. Lesezeitraum 1971/1972 2. Messung 2. Lesezeitraum 1972/1973 3. Messung

Abb.2: Rahmenplan (Erläuterungen siehe Text). Es bedeuten: S, = Stichprobe 1 (lesen die ihnen zur Verfügung gestellte Tageszeitung in beiden Versuchsjahren), S2 = Stichprobe 2 (lesen nur im ersten Versuchsjahr = 1. Lesezeitraum), S, = Stichprobe 3 (lesen nur im zweiten Versuchsjahr = 2. Lesezeitraum), Ing. = Fachhochschulstudenten des Ingenieurwesens, Wi. = Fachhochschulstudenten des Wirtschaftswesens, FR = «Frankfurter Rundschau», W=«Die Welt». Die Schraffierung gibt den Lesezeitraum an, in welchem den Versuchspersonen der einzelnen Stichproben eine der beiden genannten Tageszeitungen kostenlos zur Verfügung gestellt wird.

74 -

Bortz& Leitner: Zur Frage der Beziehung zwischen der attitüdenändernden Wirkung zweier Tageszeitungen

sympathischer die Zeitung dem Leser erscheint sachkundiger sie vom Leser eingestuft wird größer die Attitüdendiskrepanz zwischen der Zeitung und dem Leser ist.

-

Aufbau und Durchführung der Untersuchung A b b . 2 zeigt den Gesamtrahmen der Untersuchung. In varianzanalytischer Terminologie handelt es sich um einen vierfaktoriellen 3 x 2 x 2 x 3-Plan mit Meßwiederholungen, der die folgenden vier unabhängigen Variablen (UV) und deren Interaktionen überprüft: UV1 Eine zufällige Gesamtstichprobe von 760 Fachhochschülern der Bundesrepublik und WestBerlins wurde per Zufall auf drei Stichproben (S,, S 2 und S 3 ) verteilt. Die drei Stichproben unterscheiden sich systematisch nur in bezug auf den jeweiligen Lesezeitraum bzw. die Lesedauer (siehe UV4). UV2 Jede Stichprobe besteht zu gleichen Teilen aus Fachhochschülern der Ingenieurwissenschaften und Fachhochschülern der Wirtschaftswissenschaften. Dieser Faktor bleibt in der hier vorliegenden Teilauswertung unberücksichtigt. UV3 Den Fachhochschülern einer jeden Stichprobe wurde je zur Hälfte nach einem Zufallsverfahren entweder die Frankfurter Rundschau oder die Welt in einem bestimmten Zeitraum (siehe UV4) täglich kostenlos ins Haus geschickt. UV4 Die Erhebung der abhängigen Variablen erfolgte bei allen Versuchspersonen vor Beginn, während und nach Abschluß des insgesamt zweijährigen Untersuchungszeitraumes. Wie der Schraffierung in A b b . 2 zu entnehmen ist, wurde der Stichprobe 1 die jeweilige Zeitung im gesamten Untersuchungszeitraum, der Stichprobe2 nur im ersten Jahr und der Stichprobe 3 nur im zweiten Jahr zugestellt. Die St ichprobe 3 dient somit im ersten Untersuchungsjahr als Kontrollstichprobe. Als abhängige Variablen (AV) interessieren uns in dieser Teilauswertung: AVI Die (wiederholt gemessenen) Attitüden der Studenten zu folgenden Attitüdenobjekten:

das marktwirtschaftliche System; staatliche Ordnungsmaßnahmen; Gewerkschaften und Gewerkschaftspolitik; Schutzwürdigkeit der westlichen Wirtschaftsund Gesellschaftsordnung; Ostpolitik der Bundesregierung (1971-1973).

Zur Messung dieser Attitüden diente ein 139 Items umfassender Fragebogen (zur Konstruktion der Attitüdenskalen vgl. B O D E N et al., 1975). AV2 Ein 9 Skalen umfassendes semantisches Differential zur globalen Charakterisierung der beiden Zeitungen (vgl. Abbildung 4). AV3 Zwei Skalen zur Erfassung der allgemeinen Sympathie (Attraktivität) der Zeitungen (vgl. Tabelle 1). AV4 Fünf Skalen zur Erfassung der Vertrauenswürdigkeit bzw. Objektivität der Zeitungen (vgl. Tabelle 1). AV5 Vier Skalen zur Erfassung des Sachverstandes der Zeitungen (vgl. Tabelle 1). AV6 Elf Skalen zur Erfassung der subjektiven Übereinstimmung der Leser mit den Zeitungen (siehe S. 78). Die globale Charakterisierung der Zeitungen (AV2) wurde von den Fachhochschülern auch vor Beginn der Untersuchung (erste Messung) vorgenommen, wenngleich damit gerechnet werden mußte, daß ein Großteil der Fachhochschüler die jeweilige Zeitung noch nicht näher kannte. Durch diese Messung konnte überprüft werden, wie sich ein globales Stereotyp von einer Zeitung, die bestenfalls oberflächlich bzw. vom Namen her bekannt ist, nach näherem Kennenlernen verändert. Die übrigen abhängigen Variablen wurden erst nach ljährigem Bezug der Zeitungen erstmalig erhoben. Die Befragung der Fachhochschüler, die jeweils etwa 4 Stunden dauerte, wurde von geschulten Interviewern am Studienort vorgenommen, wobei die Untersuchungsteilnehmer in Gruppen von etwa 10 Personen zusammengefaßt wurden. (Über weitere, zusätzlich erhobene Variablen, die Analyse der Ausfälle von Studenten [vgl. die Teilnehmerzahlen in Abb.2], die Kontrolle der Lesegewohnheiten usw. wird der Leser bei B O D E N et al. [1975], B R A U N E et al. [1976], B R A U N E [1972] so-

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1979,10,70-84

wie BORTZ miert).

& BRAUNE

75

[in Vorbereitung] infor-

Ergebnisse und Interpretation Bevor wir uns den eigentlichen Hypothesen zuwenden, soll überprüft werden, wie sich die globale Beurteilung der Zeitungen (AV2) im Verlaufe des Untersuchungszeitraumes verändert hat. Den Reaktionen auf die Frage nach dem Bekanntheitsgrad der Zeitungen kann man entnehmen, daß mit der ersten Befragung vor Beginn der Untersuchung wie erwartet nur ein Vorurteil gemessen wurde, da die Zeitungen zu diesem Zeitpunkt bis auf den Namen praktisch unbekannt waren (vgl. Abbildung 3). Auf die Frage, ob die Zeitungen dem Namen nach bekannt seien, antworteten 92,5% der (designierten) FR-Leser und 100% der (designierten) Welt-Leser mit ja. Auf den Befund, daß Die Welt augenscheinlich etwas bekannter war als die Frankfurter Rundschau, wollen wir hier nicht näher eingehen. Abbildung 4 zeigt, wie sich die Bewertungen der Frankfurter Rundschau und der Welt nach

Ablauf eines Lesejahres geändert haben. Beide Veränderungen sind - überprüft mit einem multivariaten Mittelwertsvergleich für abhängige Stichproben (Hotellings's T 2 , vgl. z . B . B O R T Z , 1977) - statistisch signifikant. Ein Vergleich der Beurteilungen zum zweiten und zum dritten Meßpunkt liefert keine weiteren entscheidenden Interpretationshinweise. Nach Ablauf des zweiten Lesejahres verändern sich in der Stichprobe 1 die Zeitungsbewertungen nur unbedeutend. Stichprobe 2, die im zweiten Jahr keine Zeitung erhielt, zeigt zwar etwas stärkere Veränderungen in der Beurteilung als Stichprobe 1; sie fällt jedoch nicht wieder auf das Ausgangsniveau zum Zeitpunkt der ersten Messung zurück. Mit Stichprobe 3, die die Zeitung nur im zweiten Jahr erhielt, werden im wesentlichen die Ergebnisse des ersten Untersuchungsjahres für die Stichproben eins und zwei repliziert. Tabelle 1 zeigt einen Vergleich der Ausprägungen der Kommunikatorvariablen Sympathie (AV3), Vertrauenswürdigkeit (AV4) und Sachverstand (AV5) auf der Basis der zum zweiten Meßpunkt erhobenen Daten. Betrachten wir Sympathie, Vertrauenswürdig-

% 90 . W / A = Die Welt

80.

I = Frankfurter Rundschau

70. 60. 50. 40 . 30 20

10 _

1 selten Abb. 3: Antworthäufigkeiten auf die Frage «Lesen Sie die Zeitung»?

oft

regelmäßig

76

Bortz&Lcitner: Zur Fragcdcr Beziehung zwischen der attitüdenändernden Wirkung zweier Tageszeitungen

Frankfurter Rundschau

Die Welt

anspruchslos progressiv inhaltsarm unsympathisch unabhängig

«rechts» gemäßigt überregional langweilig

Abb. 4: Profilverläufe der Frankfurter Rundschau und der Welt (2. Messung). (Die Pfeile geben Richtung und Stärke der Änderungen nach einjährigem Lesen an.)

keit und Sachverstand als sozial wünschenswerte Kommunikatoreigenschaften, muß zumindest aufgrund der hier vorgenommenen Operationalisierungen gesagt werden, daß die Frankfurter Rundschau von den untersuchten Fachhochschülern durchweg positiver beurteilt wird als Die Welt (Diese Zusammenfassung der drei Variablen-

komplexe zu einer allgemeinen Bewertung erscheint gerechtfertigt, da der erste Faktor einer Hauptkomponentenanalyse über alle drei Variablenkomplexe in der Gruppe der Frankfurter Rundschau-Leser 48,5% und in der Gruppe der Welt-Leser 58,4% der Gesamtvarianz aufklären. Der Scree-Test (CATTELL, 1966) weist beide Fak-

77

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1979,10,70-84

Tab.l: Vergleich der Frankfurter Rundschau und der Welt hinsichtlich der drei abhängigen Variablenkomplexe Sympathie, Vertrauenswürdigkeit und Sachverstand nach einjährigem Bezug der jeweiligen Zeitungen (6stufige Ratingskalen).

AV3

AV4

AV5

FR

WELT

(Sympathie) 1) Die Zeitung ist sympathisch/ unsympathisch

2,07

4,18

2) Lesen Sie die Zeitung gern? (äußerst ungern/sehr gern)

4,81

3,06

(Vertrauenswürdigkeit) 1) Wird in der Zeitung, die Sie zu beurteilen haben, die Übermittlung von Nachrichten von der Meinungs äußerung formal (d.h. der Form nach) deutlich getrennt? (überhaupt nicht/sehr deutlich) 4,57

3,61

2) In welchem Ausmaß fließen in dieser Zeitung Meinungsäußerungen in die reine Übermittlung von Nachrichten ein (überhaupt nicht/sehr stark)

3,28

4,22

3) Zeitung versucht (den Leser zu informieren/den Leser zu beeinflussen)

2,40

4,35

4) Zeitung ist (stark emotional getönt/rational argumentierend)

4,15

2,88

5) Zeitung (stellt ihre Meinung offen heraus/versucht ihre Meinung zu verschleiern)

1,89

2,44

(Sachverstand) 1) Zeitung im Urteil (einseitig/ abgewogen)

4,11

2,47

2) Zeitung (hebt einseitige Gesichtspunkte hervor/versucht zu differenzieren)

4,27

2,65

3) Zeitung (argumentiert glaubwürdig/unglaubwürdig)

2,16

3,81

2,05

3,65

4) Zeitung argumentiert (sachlich/ unsachlich)

torlösungen eindeutig als eindimensional aus). Überprüfungen der multivariaten Mittelwertsunterschiede führen in allen drei Variablengruppen zu hoch signifikanten Resultaten. Hypothesengemäß wäre demnach zu erwarten, daß die Attitüden der F r a n k f u r t e r Rundschau-Leser im Durchschnitt stärker verändert werden als die der Welt-Leser, es sei denn, die F r a n k f u r t e r Rundschau-Leser haben zu ihrer Zeitung geringere präkommunikative Attitüdendiskrepanzen als die Welt-Leser zu ihrer Zeitung.

Wir wollen uns deshalb zunächst der Bedeutung der Attitüdendiskrepanzen für den Änderungsprozeß zuwenden. Als präkommunikative Attitüdendiskrepanz definieren wir die Differenz zwischen dem Standort der jeweiligen Zeitung und dem Standort eines Lesers auf den fünf einzelnen Attitüdenskalen (AVI). Während die präkommunikativen Attitüden der Leser mittels eines Fragebogens in der ersten Befragung relativ problemlos erfaßt werden konnten (vgl. BODEN et al., 1975), bereitete die Charakterisierung des politischen Standortes der Zeitung erhebliche Schwierigkeiten. Zunächst war daran gedacht, den politischen Standort der Zeitungen durch eine Befragung der Redakteure zu erheben, die den gleichen Fragebogen erhielten wie die Leser. Leider wurden jedoch nur sehr wenige Fragebogen ausgefüllt zurückgesandt, so daß die in den Zeitungen vertretenen Attitüden nur wenig verläßlich charakterisiert werden konnten. Inhaltsanalysen der Zeitungen (vgl. HUBER, 1975) bestätigten zwar das globale Image der Zeitungen (Frankfurter Rundschau eher links-liberal, Welt eher konservativ); sie waren jedoch zu wenig präzise, um Attitüdendiskrepanzen eindeutig messen zu können. In einem dritten Versuch sollte das Attitüdenprofil derjenigen Leser, die vollständig mit den Ansichten einer Zeitung übereinstimmten (vgl. AV6), zur Charakterisierung des politischen Standortes der Zeitungen herangezogen werden. Dieser Versuch scheiterte jedoch daran, daß einerseits für Die Welt nicht genügend derartige «Ideal-Leser» gefunden werden konnten und das andererseits die Attitüdenprofile der «Ideal-Leser» der F r a n k f u r t e r Rundschau z.T. erheblich voneinander abwichen. Es wurde deshalb ü b e r p r ü f t , o b es möglich ist, die Bedeutung der Attitüdendiskrepanzen für die Attitüdenänderungen zu ermitteln, ohne die individuellen Attitüdendiskrepanzen der einzelnen Leser zu kennen. Hierbei erschien uns der folgende Gedankengang hilfreich: verändert man eine Variable durch Hinzufügen einer Konstanten, so wird hierdurch weder die Varianz dieser Variablen noch eine Korrelation dieser Variablen mit einer anderen Variablen verändert. Definieren wir nun Attitüdendiskrepanz als Differenz zwischen der präkommunikativen Attitüde des Lesers und dem politischen Standort der jeweiligen Zeitung, so entspricht die Varianz der präkommunikativen Attitüden der Leser der Varianz der Attitüdendis-

78

Bortz&Leitner: Zur Frage der Beziehungzwischen der attitüdenändernden Wirkungzweier Tageszeitungen

Tab. 2: Korrelationen (Spearman's rho) der Attitüdendiskrepanzen mit den Attitüdenänderungen. Attitüde

FR

WELT

Marktwirtschaft

.23

.31

Staatliche Ordnungsmaßnahmen

.27

.25

Gewerkschaftspolitik

.48

.39

Schutzwürdigkeit der westlichen Gesellschaftsordnung

.27

.08

Ostpolitik

.55

.45

krepanzen, vorausgesetzt, der politische Standort der Zeitung bleibt während des Untersuchungszeitraumes annähernd konstant, wovon wir in unserer Studie ausgehen können. Die Attitüdendiskrepanzen unterscheiden sich in diesem Falle von den präkommunikativen Attitüden nur durch eine Konstante, so daß die Korrelation der präkommunikativen Attitüden mit den Attitüdenänderungen der Korrelation der Attitüdendiskrepanzen mit den Attitüdenänderungen entspricht. Operationalisieren wir Attitüdenänderung als erste Messung minus zweite Messung, ergeben sich die in Tabelle 2 wiedergegebenen Korrelationskoeffizienten. (Da wir hypothesengemäß monotone und nicht lineare Zusammenhänge erwarten, wurden Rangkorrelationen berechnet.) Bis auf eine Ausnahme sind alle Korrelationen auf dem 1%-Niveau signifikant und scheinen somit die Vermutung, nach der mit zunehmender Attitüdendiskrepanz wachsende Einstellungsänderungen erwartet wurden, zu bestätigen. Zurecht weist jedoch u.a. HELMREICH (1977, p.41ff.) darauf hin, daß Zusammenhänge zwischen Veränderungswerten in Form von Differenzwerten und Anfangswerten nicht überinterpretiert werden dürfen, da diese Zusammenhänge häufig statistischen Artefakten unterliegen (erklärbar beispielsweise durch Regressionseffekte). Geht es - wie in unserem Falle - um die Überprüfung des Zusammenhanges zwischen Veränderung und einer Drittvariablen, so geht man nach HELMREICH (und anderen Autoren wie z.B. LORD 1967, WERTS & LINN 1970 sowie R E N N 1973) methodisch sauberer vor, wenn die erste Messung aus der zweiten Messung und aus der Drittvariablen herauspartialisiert wird, um die so residualisierten Variablen miteinander zu korrelieren (Partialkorrelation).

Diese methodisch geschicktere Vorgehensweise ist jedoch leider auf unser Problem nicht übertragbar: wir interessieren uns für den Zusammenhang zwischen den Variablen Attitüdendiskrepanz und Attitüdenänderung, aus denen zunächst die Varianz der präkommunikativen Attitüden herauspartialisiert werden muß (Partialkorrelation zwischen Attitüdendiskrepanz und Attitüdenänderung unter «Konstanthaltung» der präkommunikativen Attitüden). Nun ist jedoch - wie bereits erwähnt - die Varianz der Attitüdendiskrepanzen mit der Varianz der präkommunikativen Attitüden identisch, dh., die Partialkorrelation ist in diesem Falle nicht definiert. Auch eine PartKorrelation (vgl. GLASS& STANLEY, 1970), bei der die Anfangsmessungen nur aus einer Variablen (in unserem Falle aus den Attitüdenänderungen) herauspartialisiert werden, hilft nicht weiter, da diese Korrelation in unserem Falle zwangsläufig null ist. (Die Varianz der Attitüdendiskrepanzen entspricht der Varianz der präkommunikativen Attitüden . Wird diese Varianz aus den Attitüdenänderungen herauspartialisiert, müssen Attitüdendiskrepanz und Attitüdenänderung zu null miteinander korrelieren.) Die Zusammenhangshypothese bezüglich der Variablen Attitüdendiskrepanz und Attitüdenänderung kann unseres Erachtens sowohl hier wie auch in ähnlichen Problemfällen nicht überprüft werden. Indirekte Hinweise über die Bedeutung der Attitüdendiskrepanzen für die Attitüdenänderung erhalten wir bestenfalls aufgrund des Befundes, daß die selbsteingeschätzte Übereinstimmung der Leser mit ihrer Zeitung (AV6) hoch mit den unter AV3-AV5 genannten Variablen der Zeitungsbewertung korreliert. Jeder Leser wurde nach Abschluß des Lesezeitraumes danach gefragt, inwieweit er mit seiner Zeitung in bezug auf -

die Ostpolitik der derzeitigen Regierung; die Stellung des Arbeitnehmers in der Bundesrepublik; das Bildungssystem in der Bundesrepublik; Einflußmöglichkeiten des einzelnen Bürgers auf die Politik in der Bundesrepublik; Erhaltung der bestehenden Wirtschaftsordnung; Wehrdienstverweigerung; Politik gegenüber der DDR; die Bewertung der Politiker Barzel, Brandt, Scheel und Strauß

79

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1 9 7 9 , 1 0 , 7 0 - 8 4

übereinstimmt. Die kanonische Korrelation dieser Variablen mit den Bewertungsvariablen AV3 bis AV5 beträgt für die Frankfurter RundschauLeser R = . 76 und für die Welt-Leser R = . 87. Beide Korrelationen sind auf dem l%o-Niveau signifikant. Offenbar wird die Zeitung umso positiver bewertet, je mehr man mit ihren Ansichten übereinzustimmen meint. Die nun folgende Analyse der Bedeutung der Zeitungsbewertung für die Attitüdenänderung liefert somit indirekt auch Aufschluß über die Bedeutsamkeit der Attitüdendiskrepanzen. (Die Übereinstimmungsmaße direkt als Schätzungen der Attitüdendiskrepanzen zu verwenden ist nicht sinnvoll, da die Übereinstimmungsmaße erst nach dem Lesen der Zeitungen erhoben werden konnten.) Die Bedeutsamkeit der Bewertung der Zeitungen (bezüglich der Attribute Sympathie (AV3), Vertrauenswürdigkeit (AV4) und Sachverstand AV5) für die Attitüdenänderung ermitteln wir in der oben bereits skizzierten Weise, in dem diese Drittvariablen mit der zweiten Attitüdenmessung korreliert werden, wobei die Attitüden zum ersten Meßpunkt durch Herauspartialisieren «konstant» gehalten werden. Da die einzelnen Bewertungsaspekte jedoch nicht univariat, sondern multivariat erfaßt wurden, handelt es sich hierbei nicht um einfache, sondern um multiple Partial-

korrelationen, die folgendermaßen ermittelt wurden: sowohl aus den einzelnen Bewertungsvariablen als auch aus der zweiten Attitüdenmessung wird mittels bivariater Regressionen die erste Attitüdenmessung herauspartialisiert. Zwischen diesen bezüglich der Anfangseinstellungen bereinigten Bewertungsvariablen und der bereinigten zweiten Attitüdenmessung werden multiple Korrelationen (mit den Bewertungsvariablen als Prädiktoren und der zweiten Attitüdenmessung als Kriterium) bestimmt. Bei drei multivariaten Bewertungskomplexen (AV3, AV4 und AV5) und fünf verschiedenen Attitüden (AVI) resultieren hierbei für jede Zeitung 3 x 5 = 1 5 multiple Partialkorrelationen. Zusätzlich wurden die drei Bewertungsaspekte zu einem multiplen Prädiktor zusammengefaßt, was für jede Zeitung zu fünf weiteren multiplen Partialkorrelationen führt. (Bei diesem Ansatz wurden in Ermangelung geeigneter Verfahren für Ordinaldaten nur die linearen Zusammenhänge berücksichtigt.) Tabelle 3 zeigt die Ergebnisse dieser Berechnungen. (In Klammern sind die Irrtumswahrscheinlichkeiten der multiplen Partialkorrelationen aufgeführt.) Die Interpretation dieser Koeffizienten sei an einem Beispiel verdeutlicht. Zwischen der Veränderung der Attitüdezur Ostpolitik und der Einstufung der Sympathie der jeweiligen Zeitung ergibt

Tab.3: Zusammenhänge zwischen Zeitungsbewertung und Attitüdenänderung (multiple Partialkorrelationen, Erläuterungen siehe Text). Bewertungsaspekt

Attitüde

FR

DIE WELT

Sympathie (AV 3)

Marktwirtschaft Staatliche Ordnungsmaßnahmen Gewerkschaftspolitik Schutzwürdigkeit der westlichen Gesellschaftsordnung.. Ostpolitik

.25 .15 .20 .18 .07

(.008) (.169) (.044) (.086) (.645)

.29 .28 .39 .27 .30

Vertrauenswürdigkeit (AV4) Marktwirtschaft Staatliche Ordnungsmaßnahmen Gewerkschaftspolitik Schutzwürdigkeit der westlichen Gesellschaftsordnung.. Ostpolitik

.29 .23 .27 .30 .14

(.015) (.125) (.036) (.010) (.648)

.38 (