Zeitschrift für Sozialpsychologie: Band 18, Heft 4 1987 [Reprint 2021 ed.] 9783112469200, 9783112469194

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HERAUSGEBER HUBERT FEGER C.F. G R A U M A N N KLAUS HOLZKAMP GEROLD MIKULA AMÉLIE MUMMENDEY

BAND

18 1987 H E F T 4

V E R L A G HANS H U B E R BERN S T U T T G A R T

TORONTO

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987, Band 18, Heft 4 INHALT Zu diesem Heft

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Themenheft: Entfaltungstheorie Gastherausgeber:

H . F E G E R & KARL CHRISTOPH KLAUER

Vorwort W.: Reihenfolgeninvariante Entfaltungsanalyse unter Glättebedingungen O R T H , B . : Grundlagen des E n t f a l t u n g s v e r f a h r e n s und eine axiomatische Analyse von P r ä f e renzen f ü r politische Parteien VAN B L O K L A N D - V O G E L E S A N G , A . W . : Eindimensionale E n t f a l t u n g , ergänzt durch ein Fehlermodell und einen Test über Quasi-Unabhängigkeit: NÖRPOTH-Daten VAN S C H U U R , W . H . : E n t f a l t u n g der deutschen politischen Parteien: Eine Beschreibung und AnwendungdermultipleneindimensionalenEntfaltung D E S O E T E , G . , C A R R O L L , B . D . & D E S A R B O , W . S . : Das Wandering-ldeal-Point-Modell zur A n a lyse von Paarvergleichsdaten BOSSUYT, P . M . & R O S K A M , E . E . : Eindimensionale M a x i m u m - L i k e l i h o o d - E n t f a l t u n g f ü r ein probabilistisches Modell ohne A n n a h m e über die Verteilung FEGER, H . :

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HEISER,

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Literatur Rezensionen S. & P E R L M A N , D . (Eds.) 1985. Understanding Personal Relationships - An Interdisciplinary A p p r o a c h . A U H A G E N , A . E . : Complicated Affairs M I K U L A , G . : Kostproben aus der Beziehungsforschung

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Neuerscheinungen

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Titel und Abstracta

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Nachrichten und Mitteilungen

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Autoren

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Außengutachter

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Gesamtinhaltsverzeichnis Band 18 (1987) N a m e n s - u n d Sachregister Band 18 (1987)

315 317

DUCK,

C o p y r i g h t 1987 Verlag H a n s H u b e r Bern Stuttgart T o r o n t o Herstellung: Satzatelier Paul S t e g m a n n , Bern P r i n t e d in Switzerland G e d r u c k t mit U n t e r s t ü t z u n g der Deutschen F o r s c h u n g s g e m e i n s c h a f t . Library of Congress C a t a l o g C a r d N u m b e r 78-126626 Die Zeilschrift für Sozialpsychologie wird in Social Sciences Citation Index (SSCI) und Current Contents / Social and Behavioral Sciences e r f a ß t .

295 300

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Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987

Zu diesem Heft Mit diesem Heft wird eine schon seit geraumer Zeit beschlossene und geplante Neuerung Wirklichkeit: das von einem Gastherausgeber betreute Themenheft. Was zu diesem ersten Exemplar zu sagen ist, findet sich im nachfolgenden Vorwort eines der verantwortlichen Herausgeber. Im Regelfall wird der Gastherausgeber nicht dem Herausgebergremium der Zeitschrift angehören. Deshalb geht schon heute die Einladung an alle in der sozialpsychologischen Forschung tätigen Wissenschaftler, (möglichst konkrete) Vorschläge für künftige Themenhefte der Zeitschrift für Sozialpsychologie an den jeweiligen geschäftsführenden Herausgeber zu machen.

Die im Gang befindliche Ablösung der Gründungsherausgeber geht in die nächste Runde. Der Unterzeichnete scheidet mit Wirkung vom 31. Dezember 1987 aus dem Herausgebergremium aus, das sich im Jahr 1988 aus H U B E R T F E GER, KLAUS HOLZKAMP, G E R H A R D M I K U L A , A M É -

und B E R N H A R D O R T H zusammensetzen wird. KLAUS H O L Z K A M P hat als seinen Nachfolger im Herausgebergremium RAINER G U S K I benannt. Die Geschäftsführung geht turnusmäßig ab 1. Januar 1988 an H U B E R T FEGER über, der redaktionell von A N N E . A U H A G E N unterstützt wird. H Q LIE M U M M E N D E Y

C . F. GRAUMANN

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Anschriften: Prof.Dr.HUBERT FEGER, Institut für Psychologie, Freie Universität Berlin, Habelschwerdter Allee 45. Manuskripte bitte an die Redaktion: Dipl.-Psych. A N N E . A U H A G E N , Psychologisches Institut I, Universität Hamburg, von-Melle-Park 6, D-2000 Hamburg 13.

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Feger: Entfaltungstheorie

Themenheft Entfaltungstheorie G a s t h e r a u s g e b e r : HUBERT FEGER & KARL CHRISTOPH KLAUER Universität Hamburg

Vorwort Präferenz und Ähnlichkeit, bisweilen in Motivationsforschung und kognitiver Psychologie anders benannt, gehören zu den wesentlichen Dimensionen, mit deren Hilfe sich die Orientierung zur Umwelt beschreiben läßt. Sie sind Abstraktionen, um in der Erfahrung von Einzelnen und Kollektiven Strukturen zu erfassen, die einerseits Wertungen und Handlungsabsichten, andererseits Ordnungen der Gleichheit und Verschiedenheit darstellen. Wenn nun ein formales, präzises Modell den Zusammenhang zwischen Präferenz und Ähnlichkeit thematisiert und zu seiner Überprüfung nur Daten mit akzetabel niedrigem Skalenniveau (Rangskala) fordert, darf dieses Modell, die unfolding theory, einer breiten Aufmerksamkeit in den Verhaltens- und Sozialwissenschaften sicher sein. Der Kerngedanke der Theorie lautet: Es gibt eine einheitliche kognitive Struktur der Präferenzträger, die das Gemeinsame in ihren unterschiedlichen Präferenzen erklärt. Dabei ist Präferenz eine Funktion des Abstandes zwischen einem Punkt für das Idealobjekt der jeweiligen Person und den Punkten für wählbare Objekte im gleichen Ähnlichkeitsraum. Bei der empirischen Anwendung wird die Umkehrung geprüft: Wenn bei einer Person zu verschiedenen Gelegenheiten und nach unterschiedlichen Kriterien, oder bei mehreren Personen Präferenzen beobachtet werden, läßt sich feststellen, ob eine gemeinsame, Gelegenheiten und Personen übergreifende Ähnlichkeitsstruktur zugrunde liegt.

Die Anwendungen des CooMßsschen Grundmodells und seiner Varianten sind inzwischen unübersehbar geworden; nur zwei seien kurz kommentiert. Präferenzrangreihen politischer Parteien, die in mehreren hier veröffentlichten Artikeln behandelt werden, bieten sich aufgrund der Vermutung an, die kognitiven Repräsentationen der Parteien stimmten weitgehend überein, und es sei die unterschiedliche Bewertung von Programmen und Politikern, die zu variierenden Parteipräferenzen führten. Eine solche Annahme scheint jedoch sozialpsychologischen Befunden zu widersprechen, nach denen sich Perzeptionen aus Präferenzen (mit-)bestimmen. Gegen diesen Einwand lassen sich jedoch zwei Punkte vortragen. Erstens muß die inhaltliche Basis nicht identisch sein, wenn mehrerere Personen modellkompatible Rangreihen erstellen. Selbst wenn alle Urteilenden sich auf eine «Rechts-Links»-Dimension beziehen, kann darunter jeder Unterschiedliches verstehen. Zweitens müssen sich präferenzbedingte Perzeptionsunterschiede nicht bereits dann äußern, wenn lediglich Rangurteile abgegeben werden. Es ist nicht auszuschließen, daß sie sich erst dann zeigen, wenn etwa Vergleiche von Distanzen erbeten werden. HALL (Educational and Psychological Measurement, 1970) überträgt das Entfaltungsmodell auf Zustimmungsreaktionen gegenüber Items von Fragebogen und Einstellungsskalen. Es gibt auf der latenten Dimension einen Idealpunkt maximaler Zustimmung, der interindividuell variiert. Implizite Annahme der Einstellungsmessung mithilfe von Itemverfahren lassen sich so prüfen,

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Feger: Entfaltungstheorie

Themenheft Entfaltungstheorie G a s t h e r a u s g e b e r : HUBERT FEGER & KARL CHRISTOPH KLAUER Universität Hamburg

Vorwort Präferenz und Ähnlichkeit, bisweilen in Motivationsforschung und kognitiver Psychologie anders benannt, gehören zu den wesentlichen Dimensionen, mit deren Hilfe sich die Orientierung zur Umwelt beschreiben läßt. Sie sind Abstraktionen, um in der Erfahrung von Einzelnen und Kollektiven Strukturen zu erfassen, die einerseits Wertungen und Handlungsabsichten, andererseits Ordnungen der Gleichheit und Verschiedenheit darstellen. Wenn nun ein formales, präzises Modell den Zusammenhang zwischen Präferenz und Ähnlichkeit thematisiert und zu seiner Überprüfung nur Daten mit akzetabel niedrigem Skalenniveau (Rangskala) fordert, darf dieses Modell, die unfolding theory, einer breiten Aufmerksamkeit in den Verhaltens- und Sozialwissenschaften sicher sein. Der Kerngedanke der Theorie lautet: Es gibt eine einheitliche kognitive Struktur der Präferenzträger, die das Gemeinsame in ihren unterschiedlichen Präferenzen erklärt. Dabei ist Präferenz eine Funktion des Abstandes zwischen einem Punkt für das Idealobjekt der jeweiligen Person und den Punkten für wählbare Objekte im gleichen Ähnlichkeitsraum. Bei der empirischen Anwendung wird die Umkehrung geprüft: Wenn bei einer Person zu verschiedenen Gelegenheiten und nach unterschiedlichen Kriterien, oder bei mehreren Personen Präferenzen beobachtet werden, läßt sich feststellen, ob eine gemeinsame, Gelegenheiten und Personen übergreifende Ähnlichkeitsstruktur zugrunde liegt.

Die Anwendungen des CooMßsschen Grundmodells und seiner Varianten sind inzwischen unübersehbar geworden; nur zwei seien kurz kommentiert. Präferenzrangreihen politischer Parteien, die in mehreren hier veröffentlichten Artikeln behandelt werden, bieten sich aufgrund der Vermutung an, die kognitiven Repräsentationen der Parteien stimmten weitgehend überein, und es sei die unterschiedliche Bewertung von Programmen und Politikern, die zu variierenden Parteipräferenzen führten. Eine solche Annahme scheint jedoch sozialpsychologischen Befunden zu widersprechen, nach denen sich Perzeptionen aus Präferenzen (mit-)bestimmen. Gegen diesen Einwand lassen sich jedoch zwei Punkte vortragen. Erstens muß die inhaltliche Basis nicht identisch sein, wenn mehrerere Personen modellkompatible Rangreihen erstellen. Selbst wenn alle Urteilenden sich auf eine «Rechts-Links»-Dimension beziehen, kann darunter jeder Unterschiedliches verstehen. Zweitens müssen sich präferenzbedingte Perzeptionsunterschiede nicht bereits dann äußern, wenn lediglich Rangurteile abgegeben werden. Es ist nicht auszuschließen, daß sie sich erst dann zeigen, wenn etwa Vergleiche von Distanzen erbeten werden. HALL (Educational and Psychological Measurement, 1970) überträgt das Entfaltungsmodell auf Zustimmungsreaktionen gegenüber Items von Fragebogen und Einstellungsskalen. Es gibt auf der latenten Dimension einen Idealpunkt maximaler Zustimmung, der interindividuell variiert. Implizite Annahme der Einstellungsmessung mithilfe von Itemverfahren lassen sich so prüfen,

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beispielsweise die Eindimensionalität der bipolaren Variablen «Zustimmung gegenüber Ablehnung» oder der postulierte monotone Zusammenhang zwischen Itempositionen auf der latenten Dimension und der Zustimmungsstärke. Ferner läßt sich die verfälschende Rolle von interindividuellen Unterschieden bei einem Kriterium verdeutlichen, das jede Person festlegen muß um Zustimmungsstärke mit der meist dichotomen Reaktion zu verbinden. - Dies nur als Hinweis auf eine Anwendung, durch die theoretische Annahmen gängiger Verfahren expliziert und empirisch p r ü f b a r gemacht wurden. So elegant einfach und theoretisch einleuchtend das Modell auch ist, als Skalierungsverfahren bietet die Entfaltungsidee einige Schwierigkeiten, die Methodiker immer wieder gereizt hat. Neben probabilistischen Verallgemeinerungen (SIXTL, A N D R I C H , CROON) und Beschränkungen auf metrische Informationen (SCHÖNEMANN) stehen Erweiterungen der empirischen Basis (z.B. auf Personen und Kriterien, Objekte und Meßwiederholungen) und der Anzahl der Modellpar a m e t e r (CARROLL, DE SARBO). E r f r e u l i c h e r w e i s e

liegen inzwischen auch Modelle vor, die man als theoretische Alternativen zur Erklärung von Präferenzstrukturen einsetzen kann. Die Herausgeber der Zeitschriftfür Sozialpsychologie hatten vor einiger Zeit beschlossen, in Themenheften einen Forschungsschwerpunkt darzustellen. Es liegt an der intensiven Diskussion der Entfaltungstheorie und verwandter Modelle,

besonders auf psychometrischen Kongressen und solchen f ü r mathematische Psychologie, aber auch auf den fachübergreifenden der Klassifikationsgesellschaften, daß ein formaler Ansatz die Reihen der Themenhefte einleitet. Weitere H e f t e mit inhaltlichem Schwerpunkt sollen folgen. Dieses H e f t wurde von C. KLAUER und mir betreut. Viele Autoren überzogen die ihnen zugestandene Seitenzahl beträchtlich; andererseits schien es didaktisch unklug, die ohnehin o f t sehr konzise verfaßten Arbeiten zu kürzen. Durch ein Entgegenkommen der Zeitschrift für experimentelle und angewandte Psychologie wurde es möglich, dort praktisch zeitgleich zwei weitere Arbeiten zu veröfentlichen, so daß nun für den deutschsprachigen Raum eine aktuelle Übersicht über den Stand der Forschung vorliegt. In Kürze wird, thematisch auf psychologische Wahlmodelle allgemein erweitert, ein von G. DE SOETE, C. KLAUER undmirherausgegebenerBand«Currentdevelopments in psychologicalchoicemodelling» erscheinen, in dem die Querverbindungen zur Entscheidungsforschung verdeutlicht werden. Schließlich hat mit dem Erscheinen des Artikels von ABELSON & LEVI in der 3. Auflage des « H a n d b o o k of Social Psychology» die Präferenz- und Entscheidungsforschung für alle sichtbar einen zentralen Platz in der Sozialpsychologie eingenommen. Hamburg/Berlin

HUBERT FEGER

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Heiser: Reihenfolgeninvariante Entfaltungsanalyse

Reihenfolgeninvariante Entfaltungsanalyse unter Glättebedingungen* WILLEM J. H E I S E R 1 Universität Leiden

Es wird gezeigt, daß die Entfaltungsanalyse in der Tradition der THURSTONEschen Einstellungsskalierung fest verwurzelt ist. D a n n wird der Ansatz nichtmetrischer multidimensionaler Skalierung für das Entfaltungsverfahren beschrieben und in bezug auf Anforderungen charakterisiert, die GUTTMAN für die Einstellungsskalierung aufstellt. Der nichtmetrische Ansatz wird häufig durch das P h ä n o m e n der Degeneration in Frage gestellt, d . h . dadurch, daß ausgesprochen informationsarme Lösungen mit guter oder perfekter Anpassung auftreten. Eine neue Methode, dieses Problem zu lösen, ohne die nichtmetrische Art der Analyse aufzugeben, ergibt sich aus der Einführung von Glättebedingungen für zulässige Modellwerte. Die Wirksamkeit der Glättebedingungen wird anhand eines Beispiels politischer Einstellungsskalierung und eines Beispiels zweidimensionaler differentieller Machtattribution unter Kindern illustriert. Kreuzvalidierungs- und resampling-Methoden können benutzt werden, die Stabilität der Entfaltungsresultate zu bewerten.

1. Einleitung A n w e n d u n g e n des Entfaltungsmodells in der Sozialpsychologie, die irgendeine der damit verbundenen Techniken benutzen, sind bemerkenswert selten, besonders in A n b e t r a c h t der Tatsache, daß diese M e t h o d e einen klassischen Vorläufer hat: den T h u r s t o n e a n attitude scaling-Ansatz (THURSTONE, 1 9 2 9 ; THURSTONE & CHAVE, 1 9 2 9 ; T H U R STONE, 1 9 3 1 ; s. a u c h T H U R S T O N E , 1 9 5 9 ) . T H U R -

STONE übertrug das aus der Psychophysik bek a n n t e u n i m o d a l e Antwortmodell auf die Untersuchung von Einstellungen und Meinungen, all-

* Dieser und die folgenden Aufsätze wurden von PETRA WEIKMEIER ins Deutsche übersetzt. 1 Dieser Aufsatz ist die völlig überarbeitete Version eines Manuskriptes mit dem Titel «Nonmetric Unfolding Without Degeneration», das ich während meines Aufenthaltes in den Bell Labs im L a u f e des Jahres 1982 vorbereitete, aber damals nicht völlig fertigstellte. Es bildet die Grundlage einer Darstellung mit gleichem Titel auf dem Europäischen Meeting of the Psychometric Society (Jouy-en-Josas, Frankreich, Juli 1983). Weitere technische Einzelheiten werden in einem Begleitaufsatz gefunden (HEISER, 1985).

Unfolding analysis is shown to have firm roots in the THURSTONEAN attitude scaling tradition. Next the nonmetric multidimensional scaling approach to unfolding is described, and characterized in terms of objectives proposed for attitude scaling by GUTTMAN. The nonmetric approach is frequently bothered by a phenomenon called degeneration, i.e. the occurrence of extremely uninformative solutions with good or even perfect fit. A new way to resolve this problem, while keeping the method order invariant, follows from the introduction of smoothness restrictions on the admissible model values. The effectiveness of requiring smoothness is illustrated with an example of political attitude scaling, and with a two-dimensional analysis of differential power attribution among children. Cross validation and resampling techniques can be used for establishing the stability of the unfolding results.

gemeiner auf a f f e k t i v besetzte A n t w o r t e n . Der Einstellungswert einer Person wurde definiert als das Mittel oder der mittlere Skalenwert der bejahten Einstellungsitems. Die Wahl und die Z u o r d n u n g von Skalenwerten zu den Urteilen w u r d e gewöhnlich in einer Vorstudie v o r g e n o m m e n , in der Beurteiler sie hinsichtlich ihrer «Günstigkeit» zu vergleichen h a t t e n . Für eine ausführliche Diskussion des THURSTONE-Ansatzes, die dessen Qualitätskriterien und verschiedene f r ü h e Varianten enthält, wird der Leser an EDWARDS (1957) verwiesen. In m o d e r n e n Begriffen k a n n er charakterisiert werden als Weg, eine externe E n t f a l t u n g s analyse (ein durch CARROLL, 1972, geprägter Name) d u r c h z u f ü h r e n , mit der M e t h o d e von gleich erscheinenden Intervallen - oder der Met h o d e von Paarvergleichen - als erstem Schritt zur Skalierung der Stimuli und als Möglichkeit der Berechnung des Mittels oder Durchschnitts als einer primitiven M e t h o d e , den Idealpunkt zu finden, d . h . die Position eines imaginären Standp u n k t s , die die maximale U n t e r s t ü t z u n g irgendeiner bestimmten Person oder P e r s o n e n g r u p p e erhalten würde.

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Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,220-235

N a c h dem Zweiten Weltkrieg gelangte die TmjRSTONEsche Einstellungsmessung mehr und mehr ins H i n t e r t r e f f e n . Die a n g e n o m m e n e Wahrscheinlichkeit, eindeutige, f ü r alle P e r s o n e n gültige Skalenwerte im ersten Schritt des Beurteilungsverfahrens zu erhalten, war immer umstritten gewesen. F r ü h e U n t e r s u c h u n g e n in einer Anzahl von Einstellungsbereichen, so z.B. die Einstellung«zum Neger» (HINKLEY, 1932), «zu einem bestimmten Kandidaten f ü r ein politisches A m t » (BEYLE, 1932), « z u m Krieg» (FERGUSON, 1935) u n d « z u m H e i m a t l a n d » ( P I N T N E R & FORLANO,

1937), schienen in dem Sinn positiv zu sein, daß sehr h o h e Korrelationen zwischen Mengen von Skalenwerten g e f u n d e n w u r d e n , die von Beurteilergruppen mit ganz unterschiedlichen Einstellungen erhalten w u r d e n . Beginnend mit HovLAND & SHERIF ( 1 9 5 2 ) e r z e u g t e d e r E i n f l u ß d e r « s o c i a l j u d m e n t » - S c h u l e (SHERIF &

HOVLAND,

1 9 6 1 ; SHERIF, SHERIF & NEBERGALL, 1 9 6 5 ) e r n s t -

h a f t e Zweifel an der Gültigkeit des Versuchs, « kognitive» Beurteilungen - hauptsächlich im ersten Schritt a b g e f r a g t - von den « a f f e k t i v e n » Beurteilungen - hauptsächlich im zweiten Schritt a b g e f r a g t - zu trennen. Es wurden E i n w ä n d e gegen einige S t a n d a r d v e r f a h r e n erhoben, wie das Eliminieren von Beurteilern mit extremem Kategorisierungsverhalten. M a n f a n d Belege f ü r bedeutungsvolle und systematische Assimilationsund K o n t r a s t e f f e k t e , die durch lokale Verzerrungen der Stimulusskala gekennzeichnet sind. Zusätzlich lenkte die «social jugment»-Schule die A u f m e r k s a m k e i t auf andere Aspekte der Einstellungsantwort, z.B. von stark bejahten Standp u n k t e n («latitude of acceptance»), die Unterg r u p p e von stark zurückgewiesenen S t a n d p u n k ten («latitude of rejection», nicht notwendigerweise aus Urteilen in a u f e i n a n d e r f o l g e n d e n Positionen entlang der Skala bestehend) und neutrale Regionen (die eine «latitude of n o n c o m m i t m e n t » zwischen Bestätigung und Zurückweisung bilden). Es ist wichtig zu bemerken, d a ß trotz dieser Kritiken und Verbesserungen die H a u p t k o m p o nenten des THURSTONE sehen Ansatzes intakt bleiben. Die Items wurden in einem separaten Beurteilungsverfahren skaliert. Einstellung wurde a u f g e f a ß t als eine personenspezifische Antwortf u n k t i o n mit Bezug zu diesen Skalenwerten. Obwohl a n d e r e Aspekte als die m o d a l e Position f ü r wichtig gehalten wurden, n a h m m a n noch immer

an - u n d belegte empirisch d a ß die A n t w o r t stärke als eine F u n k t i o n des A b s t a n d e s v o m « eigenen S t a n d p u n k t als einem A n k e r p l a t z » (SHERIF, SHERIF & NEBERGALL, 1 9 6 5 ) a b n i m m t .

In der Zwischenzeit w u r d e LIKERTS K u r z f a s sung (LIKERT, 1932) z u n e h m e n d beliebter. Sie schließt die Reduzierung des Beurteilungsschrittes auf eine a-priori-Klassifikation der Standp u n k t e in zwei u n g e f ä h r gleich g r o ß e Klassen ein: die bevorzugten u n d die nicht bevorzugten. D u r c h sinngemäßes A n p a s s e n der Bewertungsrichtung u n d d u r c h Verwendung von verfeinerten M e t h o den, die von der Testtheorie entliehen w u r d e n , schien das THURSTONE sehe Konzept des Skalenwertes überflüssig zu sein. Tatsächlich w u r d e es allgemein üblich, die P e r s o n e n direkt nach ihren Bewertungen des Einstellungsobjektes zu f r a g e n . N u r LIKERTS A n t w o r t f o r m a t überlebte, u n d THURSTONE-Skalierung w u r d e gar nicht m e h r durchgeführt. GUTTMANS (1941, 1944, 1947, 1950) Beiträge sind nicht so einfach in wenigen Sätzen zusamm e n z u f a s s e n . Mindestens drei Neuheiten, die er im Bereich der Einstellungsmessung e i n f ü h r t e , sollten e r w ä h n t werden: (a) eine M e t h o d e , eine Skala zu f i n d e n , wobei m a n sich ausschließlich auf Z u s t i m m u n g stützt; (b) Reproduzierbarkeit als ein ausdrückliches Kriterium zur S k a l e n k o n s t r u k t i o n zu verlangen; (c) Skalierung der A n t w o r t k a t e g o r i e n anstelle der Items e i n z u f ü h r e n . Es ist von historischem Interesse zu b e m e r k e n , d a ß d i e E r w ü n s c h t h e i t v o n ( a ) - v o n TORGERSON

(1958, p . 4 5 - 4 8 ) «response a p p r o a c h » g e n a n n t bereits in der Einleitung zu THURSTONES M e t h o d e von ihm selbst ausgedrückt wurde: «Vielleicht sollte die Skala idealerweise n u r mit Hilfe der Wähler konstruiert werden. Es m a g mögich sein, das P r o b l e m so zu f o r m u l i e r e n , d a ß die Skalenwerte der Items aus der tatsächlichen Wahl extrahiert werden k ö n n e n . Sollte das möglich sein, d a n n ist das gegenwärtige Verfahren, die Skalenwerte d u r c h Sortieren zu erhalten, ü b e r h o l t » (THURSTONE & C H A V E , 1 9 2 9 , p . 5 6 ) . GUTTMAN e r -

reichte (a) d u r c h Benutzen von (b): die K o n s t r u k tion sollte so sein, daß «wir allein vom R a n g einer P e r s o n ihre A n t w o r t auf jedes der Items in einer einfachen Weise reproduzieren k ö n n e n » (GUTTMAN, 1947, p.249). Aber zur gleichen Zeit - obwohl das nicht unbedingt nötig gewesen wäre schaltete er vom Konzept eines I t e m p u n k t s (d.i.

222 ein Stimulusskalenwert) um zu der Idee, jedes Urteil als eine Menge von K a t e g o r i e n p u n k t e n (d.i. Skalenwerte der Antwortalternativen) zu charakterisieren. Zusätzlich n a h m er an, daß alle Kateg o r i e n p u n k t e zu einem einzelnen Urteil idealerweise in ihrer «natürlichen» O r d n u n g auf der Skala geordnet sein sollten, von « a u f keinen Fall z u s t i m m e n d » über «gleichgültig»zu «stark zus t i m m e n d » . Daher ist in der GuTTMAN-Skalierung jede Person durch einen Wert gekennzeichnet u n d jedes Urteil durch eine m o n o t o n ansteigende Kurve, f ü r die h ä u f i g eine S t u f e n f u n k t i o n als erste A n n ä h e r u n g gebraucht wird. Im Gegensatz dazu, und in Ü b e r e i n s t i m m u n g mit der THURSTONEsehen Tradition, stellt die Entfaltungstechnik jedes Urteil als P u n k t auf einer Skala dar und jede Person als eine u n i m o d a l e oder eingipflige Kurve, bei der h ä u f i g die Position auf dem Gipfel als der P a r a m e t e r des größten Interesses angesehen wird. Der Ansatz, der in diesem A u f s a t z verfolgt wird, will die Ziele (a) und (b) beibehalten, (c) durch weniger restriktive F o r d e r u n g e n ersetzen und erneut die Z u o r d n u n g von Skalenwerten zu den O b j e k t e n der Beurteilungen einbringen. Zweifellos trug COOMBS (1950,1964) viel zur Entwicklung eines Konzepts des eingipfligen Antwortmodells bei, einschließlich der P r ä g u n g des G e n u s - N a m e n s E n t f a l t u n g . Im besonderen argumentierte er überzeugend, d a ß m a n sich strenger A n n a h m e n über das Meßniveau von menschlichen Urteilen enthalten solle - innerhalb, aber besonders auch zwischen Personen - und daß metrische I n f o r m a t i o n e n durch die U n t e r s u c h u n g der Skalierbarkeit erreicht werden sollten. Seine M e t h o d e , Skalierungsmodelle einer beliebigen v e r f ü g b a r e n D a t e n m e n g e tatsächlich anzupassen, fehlt die Strenge der O p t i m i e r u n g einer einzigen Verlustfunktion (wie das Kriterium der Reproduzierbarkeit heute genannt wird). Der nonmetrische multidimensionale Skalierungsansatz ( N M D S ) der E n t f a l t u n g , der in Abschnitt 2 erörtert wird, besitzt diese Eigenschaft. Sie wird jedoch häufig durch ein Degeneration genanntes P h ä n o m e n gestört, wie in Abschnitt 3 deutlich g e m a c h t wird. In Abschnitt 4 wird d a n n ein neues Verfahren zur Lösung dieses P r o b l e m s vorgeschlagen, das auf der Idee basiert, eine glatte Abfolge reproduzierter Werte zu f o r d e r n . Als nächstes wird in Abschnitt 5 die M e t h o d e auf einige Daten zur politischen Einstellung und auf ein kurzes

Heiser: Reihenfolgeninvariante Entfaltungsanalyse

Beispiel angewendet, das die e r f a ß t e Wichtigkeit von M a c h t m e r k m a l e n von verschiedenen Kind e r g r u p p e n in einer Schulklasse b e t r i f f t . Z u m Schluß werden in Abschnitt 6 einige der diagnostischen Möglichkeiten erörtert, die in Z u s a m m e n h a n g mit einer E n t f a l t u n g s a n a l y s e benutzt werden k ö n n e n .

2. Der nonmetrische multidimensionale Skalierungsansatz zur Entfaltung Die f r ü h e r e n F o r m u l i e r u n g e n des u n i m o d a l e n A n t w o r t m o d e l l s waren alle eindimensional, vielleicht aus E i n f a c h h e i t s g r ü n d e n , oder nur «ein weiterer Ausdruck der den Psychologen eigentümlichen Bewertungsmanie, die alle I n f o r m a tionen auf diese eine Dimension reduzieren, als o b die Leute von sich selbst und von anderen Objekten ausschließlich d e n k e n , wie gut oder wie schlecht sie sind» (MCGUIRE, 1985, p.242, bezieht sich auf MCGUIRE, 1984). Das Modell k a n n von Beginn an als q-dimensional formuliert werden, wobei q = l nur ein Sonderfall ist. Uns steht eine Tabelle P mit den Elementen p,j zur Verfügung, deren einzelne Zeilen jeweils einer bestimmten Person oder P e r s o n e n g r u p p e entsprechen, i(i = 1, . . . , n), w ä h r e n d jede Spalte mit einem bestimmten Urteil oder anderem psychologischem Material korrespondiert, j(j = l , . . . , m). P kann ein M a ß f ü r die Bevorzugung oder die Antwortstärke oder den Anteil an Personen in G r u p p e i, die Alternative j wählen, oder irgendeine a n d e r e Indikation oder Anziehung von O b j e k t j f ü r Urteiler i enthalten. Als erstes m u ß jedem O b j e k t ein P u n k t y^ zugewiesen werden. Im eindimensionalen Fall ist yj nur eine reelle Zahl, die auf einer Linie markiert werden k a n n , im zweidimensionalen Fall ist yj durch zwei K o o r d i n a t e n w e r t e gekennzeichnet, die in einer E b e n e markiert werden k ö n n e n ; im qdimensionalen Fall ist yj eine Position im q-dimensionalen R a u m (nicht so einfach, sich das vorzustellen und d a r ü b e r zu sprechen, aber die Prinzipien und N o t a t i o n e n bleiben die gleichen). Wir k ö n n e n jetzt die A n t w o r t s t ä r k e von Urteiler i als eine F u n k t i o n von yj ansehen. Im u n i m o d a l e n A n t w o r t m o d e l l wird a n g e n o m m e n , daß diese F u n k t i o n nur einen Gipfel hat; d . h . sie fällt mon o t o n in alle Richtungen ab, in bezug zu einem zentralen P u n k t Xj. Zusätzlich wird a n g e n o m -

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m e n , d a ß die P o s i t i o n des Gipfels f ü r j e d e n Urteiler spezifisch ist. Solange die A n t w o r t s t ä r k e in der zentralen P o s i t i o n m a x i m a l ist, wird x, gewöhnlich der I d e a l p u n k t f ü r Urteiler i g e n a n n t . D a h e r verbindet d a s Modell O b j e k t e mit P u n k t e n u n d Urteiler mit eingipfligen Kurven oder Oberf l ä c h e n , d i e g e g e n e i n a n d e r v e r s c h o b e n s i n d . Diese Verschiebungen o d e r T r a n s l a t i o n e n sind sehr wichtig. M a n stelle sich z. B. eine Menge eingipfliger K u r v e n exakt ü b e r e i n a n d e r vor; j e d e Neup o s i t i o n i e r u n g der O b j e k t p u n k t e auf der Linie w ü r d e die gleiche I n f o r m a t i o n e n t h a l t e n , o b w o h l die g e m e i n s a m e F o r m d a d u r c h zerstört wird. M a n k ö n n t e die Kurven schiefer m a c h e n , zweigipflig, m o n o t o n ansteigend, irgendeine F o r m geben d u r c h geeignete Wahl der Werte, über die sie a b g e t r a g e n sind. A b e r wenn die Kurven entlang einer O b j e k t s k a l a verschoben w e r d e n , wird die Möglichkeit zum gleichzeitigen Formwechsel e n o r m reduziert. COOMBS (1950) war der erste, der diese E i g e n s c h a f t der verschobenen Eingipfligkeit d e m o n s t r i e r t e . Ä h n l i c h e E i g e n s c h a f t e n v o n v e r s c h o b e n e n , m o n o t o n ansteigenden Kurv e n s i n d a u s f ü h r l i c h v o n LEVINE ( 1 9 7 0 , 1 9 7 2 ) e r -

forscht worden. Bisher c h a r a k t e r i s i e r t e die Beschreibung die G e m e i n s a m k e i t e n aller E n t f a l t u n g s t e c h n i k e n ( o b w o h l einige auf den e i n d i m e n s i o n a l e n Fall bes c h r ä n k t sind). Der M D S - A n s a t z entwickelt sich n u n wie folgt. Die A u f m e r k s a m k e i t wird auf j e n e eingipfligen Kurven u n d O b e r f l ä c h e n begrenzt, die eine a b f a l l e n d e F u n k t i o n der E n t f e r n u n g d(X|, yj) des O b j e k t p u n k t e s yj vom I d e l a p u n k t Xj ist. Dies ist fast i m m e r die n o r m a l e Euklidische Distanz d(xijyj)=(Ea(xia-yja)2|*f

(1)

die hier auf den K o o r d i n a t e n w e r t e n x ia u n d yja f ü r Ideal- u n d O b j e k t p u n k t e respektive definiert ist, wobei a = l , . . . , q. Eine H a u p t k o n s e q u e n z dieser B e s c h r ä n k u n g ist, d a ß die A n t w o r t f u n k t i o n fast i m m e r symmetrisch ist. M a n n e h m e an, d a ß wir alle P u n k t e , die gleiche A n z i e h u n g s k r a f t f ü r einen gegebenen Urteiler h a b e n , m i t e i n a n d e r verb i n d e n . Solch eine K o n t u r l i n i e wird in diesem Z u s a m m e n h a n g ein Isochrest g e n a n n t , in A n a l o gie zu « I s o b a r e n » u n d « I s o t h e r m e n » f ü r Linien gleichen a t m o s p h ä r i s c h e n D r u c k s o d e r gleicher T e m p e r a t u r auf einer physischen K a r t e (HEISER & DE LEEUW, 1981). Im M D S - A n s a t z der E n t f a l t u n g w e r d e n die Isochresten a n g e n o m m e n als

M e n g e n v o n k o n z e n t r i s c h e n Kreisen ( o d e r S p h ä ren o d e r H y p e r s p h ä r e n f ü r q > 2 ) , die u m d e n I d e a l p u n k t zentriert sind, j e n a c h ihrer A b h ä n g i g keit v o n der D i s t a n z f u n k t i o n (1). Bei diesem S t a n d der Dinge k a n n die M e n g e der eingipfligen F u n k t i o n e n n o c h weiter bes c h r ä n k t w e r d e n , z. B. d u r c h Wahl des M o d e l l s 7tij = ß i e" d ( x i' y j ) / a i.

(2)

Hierbei bezeichnet rc^ die v o r h e r g e s a g t e A n t w o r t s t ä r k e , die Z e r f a l l f u n k t i o n ist v o m negativ exponentialen Typ, der P a r a m e t e r et; repräsentiert d a s M a x i m u m der F u n k t i o n (erreicht, w e n n der Idealp u n k t Xj mit d e m O b j e k t p u n k t yj z u s a m m e n f ä l l t ) , u n d der P a r a m e t e r ß| stellt die Dispersion o d e r Toleranz von Urteiler i d a r . Beide P a r a m e t e r , a t u n d ß|, werden als streng positiv v o r a u s g e s e t z t . M a n b e a c h t e , d a ß c^ f ü r M i t a r b e i t e r , die in der T r a d i t i o n der «social j u d g m e n t » - S c h u l e stehen, ein interessanter P a r a m e t e r sein k ö n n t e , d a er die G r ö ß e des A k z e p t a n z s p i e l r a u m e s relativ z u m A b l e h n u n g s s p i e l r a u m anzeigt. A u s (2) folgt, d a ß der L o g a r i t h m u s der v o r h e r g e s a g t e n A n t w o r t s t ä r k e linear in der E n t f e r n u n g ist, u n d eine metrische E n t f a l t u n g s t e c h n i k k ö n n t e auf diesen M o d e l l e i g e n s c h a f t e n a u f g e b a u t w e r d e n (vgl. HEISER, 1986, mit einer detaillierten D i s k u s s i o n hierzu). O f f e n s i c h t l i c h gibt es m e h r d e n k b a r e f u n k t i o nale Beziehungen zwischen D a t e n u n d E n t f e r n u n g e n , als in (2) a u s g e d r ü c k t . Die n o n m e t r i s c h e H e r a n g e h e n s w e i s e versucht, sie alle d u r c h Einf ü h r u n g eines dazwischen liegenden Q u a n t i t ä tentyps, g e n a n n t die P s e u d o - D i s t a n z e n (ein Ausd r u c k von KRUSKAL, 1977), einzubeziehen. In der E n t f a l t u n g , wo wir mit zeilenspezifischen F u n k t i o n e n zu t u n h a b e n , sind sie wie folgt d e f i n i e r t . M a n n e h m e a n , d a ß die P o s i t i o n der O b j e k t p u n k t e feststeht, u n d b e t r a c h t e einen v o r l ä u f i g e n I d e a l p u n k t x; e b e n s o als festgelegt. U m zu schätzen, wie gut die E n t f e r n u n g in dieser b e s t i m m t e n K o n f i g u r a t i o n der i-ten Zeile der D a t e n entsprec h e n , b e r e c h n e n wir den M i n i m a l w e r t des « R o h Streß»: Si = £jlYij _ d(x i , yj)) 2

(3)

ü b e r alle Werte v o n Yy> die die M o n o t o n i e - B e s c h r ä n k u n g e n erfüllen yu>yik

wennpy

(

D. absolutely essential

Abb.4: Eindimensionale SMACOF-3B Analyse der Untersuchung über die U.S. Präsidentschaftskampagne von I 9 6 0 (Quelle: S H E R I F , S H E R I F & N E B E R G A L L , 1 9 6 5 ) .

es f ü r ein gutes Verständnis einer E n t f a l t u n g s a n a lyse nötig ist, die J o i n t - S k a l a zu beachten u n d weder die O b j e k t s k a l a noch die Urteiler-Skala je getrennt. Schließlich degeneriert d i e g l a t t e n o n m e t r i s c h e E n t f a l t u n g s a n a l y s e nicht u n d gibt b e d e u t u n g s volle S k a l e n w e r t e über eine b i p o l a r e J o i n t - S k a l a . O b w o h l die kleineren A b w e i c h u n g e n vom erwarteten Muster sicherlich weiterer F o r s c h u n g bed ü r f e n , scheint es, d a ß die Skalierbarkeit sehr stark bestätigt ist. In p r a k t i s c h e n B e g r i f f e n : Die A n t w o r t e n zu A u f g a b e (1) reichen aus, die A n t w o r t e n auf die A u f g a b e n (2), (3) u n d ( 4 ) v o r h e r z u sagen u n d um weitere Vorhersagen aus der « j u d g m e n t - i n v o l v e m e n t » - T h e o r i e zu u n t e r s u c h e n , so z. B. die A n g l e i c h u n g von Mitteilungen n a h e dem eigenen I d e a l p u n k t .

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1 9 8 7 , 1 8 , 2 2 0 - 2 3 5

5.2 Macht im

Klassenzimmer

In den fünfziger Jahren führte das Research Center for Group Dynamics der Universität Michigan eine breite Untersuchung über die sozialen Beziehungen zwischen Kindern in Klassenraumgruppierungen durch. Über einen Teil dieser Untersuchung berichtete G O L D (1958). Seine Studie betraf die Art und Weise, in der Kinder ihren Altersgenossen Macht zuweisen. Aus Pilotinterviews wurden 17 Charakteristika ausgewählt, die als Interessenpunkte in den Unterhaltungen der Kinder erschienen. Sie sind in Tabelle 2 aufgeführt. Als nächstes wurden 152 Jungen und Mädchen der Volksschule - zwischen fünf und zwölf Jahre alt - aufgefordert, unter anderem zu sagen, ob jedes Charakteristikum wichtig, manchmal wichtig oder nicht wichtig war, wenn er oder sie zu entscheiden hatte, ob er/sie etwas für ein anderes Kind tun würde oder nicht (tatsächlich war die experimentelle Methode komplizierter, als diese Beschreibung erkennen läßt). Die Kinder wurden nach ihrem Alter, ihrem Geschlecht und dem Geschlecht des Ziel-Kindes klassifiziert. So wurden acht Gruppen gebildet; jüngere Knaben mit männlichem Ziel-Kind, jüngere Knaben mit weiblichem Ziel-Kind, jüngere Mädchen mit männlichem Ziel-Kind, jüngere Mädchen mit weiblichem Ziel-Kind, und so weiter. G O L D S Tabelle 2 - sie enthält für jede Gruppe die Rangfolgen der relativen Häufigkeiten, wie

Tab.2: Die in der Klassenzimmer-Untersuchung benutzten Eigenschaften (Quelle: GOLD, 1958). Die halbfett gedruckten Ausdrücke werden dazu benutzt, die Ergebnisse zu kennzeichnen. 1. 2. 3. 4. 5. 6. 7. 8. 9. 10. 11. 12. 13. 14. 15. 16. 17.

Smart at school. Has good ideas about how to have fun. G o o d at making things. G o o d at games with running and throwing. Knows how to fight. Strong. Acts friendly. A good person to d o things with. Asks you to d o things in a nice way. D o e s n ' t start fights and d o e s n ' t tease. Knows how to act so people will like him. Plays with you a lot. Likes to d o the same things you like to do. Nice looking. Has things y o u ' d like to have. Gives you things. Does things for you.

231 oft jedes Item als wichtig eingestuft wurde - dient jetzt dazu, den Gebrauch der nonmetrischen internen Entfaltung zu illustrieren. Das erste Ziel der ursprünglichen Studie war es, die Existenz von Prioritätsunterschieden bei den acht beteiligten Gruppen aufzuzeigen und die gruppenspezifischen Eigenschaften von Machtmerkmalen für Kinder mit viel Macht vorherzusagen. Eine Entfaltungsanalyse versetzt uns in die Lage, die Struktur der Prioritätsunterschiede detaillierter zu erforschen und zu erkennen, wie diese drei Faktoren, wenn überhaupt, wirksam sind. Das zweidimensionale SMACOF-3B-Ergebnis ist in Abbildung 5 dargestellt. Die Gruppen sind mit dreibuchstabigen Abkürzungen bezeichnet: jung/alt (y/o) in erster Position, dann das eigene Geschlecht ( m / f ) und das Geschlecht des Ziel-Kindes ( m / 0 zum Schluß. Genormter Streß dieser Lösung ist 0.087, was entsprechend den gegenwärtigen Standards zufriedenstellend ist. Auf der linken Seite der Zeichnung finden wir die Eigenschaften, die allgemein zurückgewiesen werden: smart, strong, making, nice looking. Diese wurden von allen Gruppen als niedrig öder sehr niedrig eingestuft. Ähnlich bei « K a m p f » und «Spielen», nur in der ymf-Gruppe, den jüngeren Knaben im Vergleich zu Mädchen, wurde das recht hoch eingestuft. Auf der anderen Seite ist «has things» auch allgemein nicht sehr beliebt; nurdieyff-Gruppegibt ihm einen mittleren Rang. Systematische Gruppenunterschiede scheinen in der Richtung von links oben nach rechts unten am stärksten zu sein. Kein einzelner Hintergrundfaktor scheint eine klare Wirkung zu haben. Aber man beachte, daß die vier Gruppen auf der Seite oben links hinsichtlich des Geschlechts alle in der Beziehung Personen-Ziel gemischt sind und die vier Gruppen auf der Seite unten links bei Person und Ziel das gleiche Geschlecht haben. Beim ersten Gruppentyp sind die Eigenschaften «good person», «does things», «gives things» und vielleicht noch «asks» relativ wichtiger, während beim zweiten Gruppentyp «same things», « f u n » und «how to act» (außer für ymm) hoch bewertet werden. Dieser Kontrast ergibt sich aus der Entfaltungsanalyse als der am stärksten trennende. Abbildung 6 stellt eine typische Zeichnung der angepaßten Werte gegen die eingestuften Daten für die yfm-Gruppe dar. Einige der Abstände im mittleren Bereich sind nicht, wie sie sein sollten,

232

Heiser: Reihenfolgeninvariante Entfaltungsanalyse

gives things

y m f

*

games 0

„

o

good person

no fights

0

,.o

fight does things o making « o nice looking

yfm ,

n 1f1m 11

. "asks

friendly

o

yrr •

o

.off

0

y m m

0

0

r h o w to act

«o m m

strong smart

h a s t h i n g s

Abb.5: Mit S M A C O F - 3 B erhaltene Jointkonfigurationen für die MachteigenschaftenDaten (Quelle: GOLD, 1958).

same things

plays »fun

•

1

1

1

2

1 3

1 4

1 5

1 6

1 7

1 8

1 9

1 10

1 11

1 12

I

1

13 14

1

15

1—

Abb. 6: Angepaßte PseudoDistanzen (o) und Entfernungen ( * ) für die Gruppe « y f m » in Machteigenschaften-Daten ( e i n ^ ist eingetragen, wenn sie zusammenfallen).

16

-» geordnete Daten

a b e r die kleinen u n d g r o ß e n passen gut. Der sieb e n t e R a n g p l a t z ist von zwei E i g e n s c h a f t e n belegt. Ihre a n g e p a ß t e n E n t f e r n u n g e n sind recht unterschiedlich, w ä h r e n d die e n t s p r e c h e n d e n P s e u d o - D i s t a n z e n sich ähnlicher sind (aber nicht exakt gleich; der s o g e n a n n t e « p r i m a r y a p p r o a c h » f ü r R a n g p l a t z b i n d u n g e n w u r d e b e n u t z t , der ihnen erlaubte, ungleich zu werden). M a n sollte i m m e r W i r k u n g e n wie diese in R e c h n u n g stellen, wenn die J o i n t - K o n f i g u r a t i o n in Einzelheiten untersucht wird. Die interne E n t f a l t u n g s a n a l y s e liefert einen

b e q u e m e n Weg, die S t r u k t u r von G r u p p e n u n t e r schieden zu e r f o r s c h e n . Augenscheinlich ist diese S t r u k t u r nicht e i n d i m e n s i o n a l . S o g a r wenn wir die allgemein zurückgewiesenen E i g e n s c h a f t e n a u s der Analyse e n t f e r n e n - was o f t m a l s eine g u t e Idee ist w ü r d e n wir e r w a r t e n , i n n e r h a l b der G r u p p e mit gleichem Geschlecht g r o ß e Ä h n l i c h keit in den Wichtigkeitsbeurteilungen zwischen älteren J u n g e n u n d älteren M ä d c h e n , aber einen deutlichen Unterschied zwischen j ü n g e r e n J u n gen u n d j ü n g e r e n M ä d c h e n zu sehen (hinsichtlich «Spiele» u n d « S p a ß » versus « k e i n e K ä m p f e »

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,220-235

und « h o w to a c t » ) . Ein anderer Weg, die G r u p penunterschiede a u s z u d r ü c k e n , ist zu s a g e n , daß die J u n g e n größere Variation der Urteilsmuster über Alter und Geschlecht des Ziel-Kindes zeigen. D a s beinhaltet nicht notwendigerweise, daß es zwischen den M ä d c h e n g r u p p e n keine Unterschiede im a b s o l u t e n Sinn gibt, d a alle unsere S c h l u ß f o l g e r u n g e n von einer bestimmten Auswahl benötigter E i g e n s c h a f t e n a b h ä n g i g sind.

6. Diskussion Ein neuer Weg der S p e z i f i z i e r u n g der nonmetrischen E n t f a l t u n g ist vorgestellt w o r d e n , die ein h ä u f i g wiederkehrendes P r o b l e m der bestehenden M e t h o d e n vermeidet, d . h . Degenerationen zu u n i f o r m a t i v e n K o n s t e l l a t i o n e n . Bloße M o n o tonie erscheint eine zu schwache B e s c h r ä n k u n g zur S k a l e n k o n s t r u k t i o n dieses T y p s zu sein, aber der Z u s a t z der G l ä t t e b e s c h r ä n k u n g scheint den größten S c h a d e n w i e d e r g u t z u m a c h e n . Die zusätzliche B e s c h r ä n k u n g verursacht natürlich einen gewissen Verlust an Allgemeingültigkeit. Im b e s o n d e r e n , wenn eine «nicht g l a t t e » K o n f i g u r a tion konstruiert und gebraucht würde, um künstliche Daten zu erzeugen, d a n n wird die glatte Met h o d e die ursprünglichen Positionen der P u n k t e nicht exakt wiederfinden. E s ist zu h o f f e n , daß diese B e s c h r ä n k u n g keine schwere Beeinträchtig u n g bei tatsächlichen A n w e n d u n g e n ist. In Abschnitt 3 wurde gezeigt, daß eine u n k o n d i t i o n a l e nonmetrische A n a l y s e unter den n o r m a l e n Spezifikationen mit Sicherheit mißlingt. O b die Glättem e t h o d e auch hier etwas anzubieten hat oder nicht, ist u n b e k a n n t , es scheint aber nicht g a n z unmöglich zu sein. Ein erstes Kennzeichen f ü r den E r f o l g der A n a l y s e ist der Versuch, neue Daten vorherzus a g e n . Wann immer genügend Urteiler v e r f ü g b a r sind, können wir als wertvolle A b k ü r z u n g des Verfahrens die A u f t e i l u n g nach einer split-halfM e t h o d e verwenden. Die S c h l u ß f o l g e r u n g e n , die a u s der A n a l y s e der ersten H ä l f t e erhalten werden, können d a n n a u f die zweite H ä l f t e übertragen werden. Eine Möglichkeit f ü r E n t f a l t u n g ist, zuerst eine interne A n a l y s e d u r c h z u f ü h r e n und die O b j e k t p u n k t e in der zweiten, externen Analyse feststehen zu lassen. Wir sollten u n i m o d a l e Antworten i n d e n beiseitegestellten Daten finden. D a s P R E F M A P - 3 - P r o g r a m m von MEULMAN et

233

al. (1986) k ö n n t e d a f ü r in den meisten Fällen benutzt werden. Im Fall v o n d i c h o t o m e n D a t e n ist eine logistische R e g r e s s i o n s m e t h o d e zu e m p f e h l e n , w i e v o n T E R B R A A K & LOOMAN ( 1 9 8 6 ) g e z e i g t

wird. E i n e zweite Möglichkeit ergibt sich, wenn die Analyseeinheit ein A g g r e g a t der B e o b a c h tungseinheit ist (wie in den Beispielen in Abschnitt 5). Wenn ein « U r t e i l e r » tatsächlich die mittlere ( o d e r m o d a l e oder Mitte-)Antwort einer O b j e k t g r u p p e liefert, sind z u f ä l l i g e A u f s p a l t u n g e n innerhalb der G r u p p e n d u r c h f ü h r b a r . Die Kreuzvalidierung besteht in der V o r h e r s a g e der überg a n g e n e n B e o b a c h t u n g e n a u s unserer Kenntnis der G r u p p e n m i t g l i e d s c h a f t (und der I d e a l p u n k t e f ü r G r u p p e n ) . D a s zu b e n u t z e n d e M a ß w ä r e der mittlere Vorhersagefehler. E i n e a n d e r e A r t der D i a g n o s e folgt a u s der U n t e r s u c h u n g der Stabilität der L ö s u n g . Wieder kann die Idee der S p a l t u n g in H ä l f t e n benutzt werden, aber es ist w i r k s a m e r , einige M a l e a u s allen v e r f ü g b a r e n D a t e n neue S t i c h p r o b e n zu ziehen (EFRON, 1982). D i s e s m a l b e k o m m t m a n mehrere L ö s u n g e n , a u s denen K o n f i d e n z i n t e r valle f ü r alle interessanten P a r a m e t e r erhalten werden k ö n n e n . E i n e solche « r e s a m p l i n g » - S t r a tegie, d a s B o o t s t r a p , ist von HEISER (1981, K a p . 6) a u f die metrische E n t f a l t u n g a n g e w a n d t w o r d e n , a u f N M D S von HEISER & MEULMAN ( 1 9 8 3 b ) und a u f n o n m e t r i s c h e E n t f a l t u n g von HEISER & MEULMAN ( 1 9 8 3 a ) . Wie bei der K r e u z v a l i d i e r u n g kann m a n innerhalb oder über die Urteiler eine S t i c h p r o b e ziehen. Im letzten Fall beziehen sich die S t a b i l i t ä t s e r g e b n i s s e nur a u f O b j e k t e und a u f Streßwerte. Im ersten F a l l , der leider noch nie d u r c h g e f ü h r t wurde, wird die S t a b i l i t ä t s i n f o r m a t i o n a u c h für Urteiler und f ü r die J o i n t - K o n f i g u r a t i o n erhalten. Eine weitere « r e s a m p l i n g » S t r a t e g i e , d a s J a c k k n i f e , ist f ü r die M D S von DE LEEUW & MEULMAN (1986) adaptiert w o r d e n . A u f die E n t f a l t u n g a n g e w a n d t , w ü r d e ihre Met h o d e auch eine E i n s c h ä t z u n g der Stabilität der J o i n t - K o n f i g u r a t i o n erbringen. Die U n t e r s c h e i d u n g zwischen B e o b a c h t u n g s einheiten und Analyseeinheiten kann a u c h hinsichtlich der O b j e k t e g e m a c h t werden. D a s heißt wir können eine K l a s s i f i k a t i o n der Items in theoretisch h o m o g e n e G r u p p e n h a b e n und wenden die o b e n genannten Ideen a u f diese G r u p p e n an. Die G r u p p i e r u n g von entweder P e r s o n e n oder Items (oder beides) in identifizierbare K l a s s e n gibt uns nicht nur die Gelegenheit, eine U n t e r s u c h u n g

Heiser: Reihenfolgeninvariante Entfaltungsanalyse

234

der stochastischen Variabilität zu beginnen. Darüber hinaus wird sie häufig für die Interpretation der erhaltenen Konfiguration hilfreich sein. Sie überträgt ein grundlegendes Konzept, das die QM e t h o d e (STEPHENSON, 1953), die Generalisierbarkeitstheorie (CRONBACH et al., 1972) und die F a c e t t e n t h e o r i e (GUTTMAN, 1959; BORG, 1976)

gemeinsam haben, auf die Entfaltung.

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I M ^ ^ H "1 I ^

O r t h : G r u n d l a g e n des E n t f a l t u n g s v e r f a h r e n s

236

Grundlagen des Entfaltungsverfahrens und eine axiomatische Analyse von Präferenzen für politische Parteien* BERNHARD ORTH Universität H a m b u r g Es werden hinreichende Bedingungen f ü r die Existenz einer qualitativen J-Skala beim E n t f a l t u n g s v e r f a h r e n im R a h m e n einer « E n t f a l t u n g s - S t r u k t u r » angegeben und an einem einfachen Datenbeispiel erläutert. Mit Hilfe dieser M e ß s t r u k t u r werden P r ä f e r e n z o r d n u n g e n f ü r deutsche Parteien von etwa 4000 befragten Wählern aus den J a h r e n 1969,1972 und 1980 analysiert. Die individuellen Daten können durch das E n t f a l tungsverfahren weder ein- noch zweidimensional angemessen repräsentiert werden. Für aggregierte Daten der jeweiligen « P a r t e i a n h ä n g e r » existieren dagegen eindimensionale Entfaltungslösungen f ü r die Parteien sowie strukturell einfache graphentheoretische Repräsentationen dieser Wählergruppen. Die Ergebnisse lassen sich dahingehend interpretieren, d a ß die Parteipräferenzen nicht nur durch die Lage der P a r teien auf der politischen Links-Rechts-Dimension, sondern auch durch die bevorzugten Koalitionsbildungen zwischen den Parteien bestimmt sind.

Sufficient conditions for the existence of a qualitative J-scale of the unfolding model are given in terms of an « u n f o l d i n g structure». This measurement structure is illustrated by a set of hypothetical data and then applied to an analysis of preference orderings of G e r m a n political parties obtained f r o m a b o u t 4,000 voters in 1969, 1972, and 1980. It turns out that these preference orderings cannot be u n f o l d e d appropriately in either one or two dimensions. O n the level of aggregated orderings according to the most preferred party, however, there exist onedimensional u n f o l d i n g solutions (representing the parties) as well as structurally simple graphtheoretical representations of these g r o u p s of voters. T h e findings suggest the hypothesis that preferences for G e r m a n parties are determined by both the political left-right dimension and the preferred party coalition.

1. Einleitung

tation wird in der vorliegenden Arbeit erstmals eine Axiomatisierung des E n t f a l t u n g s v e r f a h r e n s vorgestellt. Die verschiedenen Repräsentationen f ü r das E n t f a l t u n g s v e r f a h r e n werden im folgenden Abschnitt dargestellt. Die Axiomatisierung, die aus P l a t z g r ü n d e n hier nur f ü r die Existenz einer sog. qualitativen J-Skala erfolgen kann, wird in Abschnitt 3 angegeben und in Abschnitt 4 an einem Datenbeispiel veranschaulicht. Die f o r m a l e n Ergebnisse werden in Abschnitt 5 auf empirische Untersuchungen zu Präferenzen f ü r politische Parteien anläßlich der Bundestagswahlen von 1969, 1972 und 1980 a n g e w a n d t .

D a s v o n CLYDE COOMBS ( 1 9 5 0 , 1 9 5 2 , 1 9 5 3 , 1 9 6 4 )

entwickelte E n t f a l t u n g s v e r f a h r e n (unfolding) ist nicht nur ein Skalierungsverfahren, sondern vor allem auch ein Skalierungsmodell, das vielerlei Erweiterungen e r f a h r e n hat, wie z . B . multidimensionale und probabilistische Versionen. Andererseits konnten die meßtheoretischen G r u n d lagen selbst des eindimensionalen Entfaltungsv e r f a h r e n s trotz der B e m ü h u n g e n von z. B. SUPPES &

ZINNES

(1963),

DUCAMP

&

FALMAGNE

( 1 9 6 9 ) u n d K R A N T Z , L U C E , SUPPES & TVERSKY

(1971) bisher nicht erfolgreich herausgearbeitet werden. In diesen Arbeiten wurden unterschiedliche Repräsentationen betrachtet, o h n e d a ß jedoch notwendige u n d / o d e r hinreichende Bedingungen h i e r f ü r angegeben werden k o n n t e n . Ausgehend von einer hier vorgeschlagenen Repräsen-

* Teile dieser Arbeit beruhen auf einem Vortrag des Verfassers auf dem 7th European Mathematical Psychology Meeting in Stockholm, 1976. Für zahlreiche wertvolle Diskussionen d a n k e ich Clyde H . C o o m b s und David H . K r a n t z .

2. Mögliche Repräsentationen beim Entfaltungsverfahren Es seien A eine Menge (von empirischen O b j e k ten), P eine Menge (von Personen bzw. deren « I d e a l p u n k t e n » ) und S eine binäre Relation auf dem kartesischen P r o d u k t A x P . Diese Relation ist im Sinne des E n t f a l t u n g s v e r f a h r e n s als eine

237

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,236-249

Bereiche der Idealpunkte

bc

ab

Mittelpunkte

p

>

J-Skala Objekte

Abb. I: Nach dem Entfaltungsmodell gibt es keine eindeutige und vollständige gemeinsame Rangordnung von Objekten und Idealpunkten. Lediglich q liegt eindeutig zwischen a und b; dagegen ist unbestimmt, ob p, s und r links oder rechts von a bzw. b liegen (letzteres ist nur dann feststellbar, wenn b genau auf dem Mittelpunkt von a und c liegt). (Nach dem Entfaltungsmodell bevorzugen Personen p a vor b vor c, q b vor a vor c, r b vor c vor a und s c vor b vor a.)

P r ä f e r e n z - bzw. A b s t a n d s - R e l a t i o n a n z u s e h e n , d . h . a p ä b p i s t zu interpretieren a l s « P e r s o n p bevorzugt O b j e k t b vor O b j e k t a (oder ist zwischen beiden i n d i f f e r e n t ) » bzw. « d e r A b s t a n d zwischen a u n d p ist g r ö ß e r o d e r gleich dem zwischen b u n d p» (wobei « A b s t a n d » im Sinne einer a b s o l u t e n D i f f e r e n z zu verstehen ist). Die Mengen A und P u n d die Relation > dienen als G r u n d b e g r i f f e 1 einer M e ß s t r u k t u r f ü r das E n t f a l t u n g s v e r f a h r e n u n d bilden d a s empirische Relativ >. Es ist naheliegend, Bedingungen f ü r die Existenz einer Skala (p zu suchen d e r a r t , d a ß f ü r alle a, b e A u n d p e P gilt: a p > b p * > | cp(a)- | cp(b)-(p(p) | .

(1)

Dies ist im wesentlichen die von SUPPES & ZINNES ( 1 9 6 3 ) u n d v o n KRANTZ e t a l . ( 1 9 7 1 ) b e t r a c h -

tete R e p r ä s e n t a t i o n . Sie entspricht d u r c h a u s dem E n t f a l t u n g s m o i f e / / , bei dem von der Vorstellung eines g e m e i n s a m e n K o n t i n u u m s (bzw. einer gem e i n s a m e n Skala) f ü r O b j e k t e und I d e a l p u n k t e ausgegegangen wird. Diese R e p r ä s e n t a t i o n entspricht j e d o c h weniger dem (tatsächlichen) Entfaltungsverfahren, bei dem den P e r s o n e n bzw. I d e a l p u n k t e n gewöhnlich keine S k a l e n w e r t e zug e o r d n e t w e r d e n . Der G r u n d h i e r f ü r liegt d a r i n , d a ß es im allgemeinen nicht möglich ist, a u c h nur 1 Die Relation a läßt sich auch als eine vierstellige Relation auffassen. Auch könnte von einer dreistelligen Relation (als Teilmenge von A x A x P) oder von einer Familie binärer Relationen auf A ausgegangen werden; diese Möglichkeiten sind äquivalent.

eine g e m e i n s a m e (vollständige) R a n g o r d n u n g von O b j e k t e n u n d I d e a l p u n k t e n zu e r h a l t e n . Denn w e n n ein I d e a l p u n k t a u c h sehr n a h e einem b e s t i m m t e n O b j e k t zu liegen k o m m t , läßt sich im allgemeinen nicht feststellen, o b er «links» o d e r « r e c h t s » von diesem O b j e k t zu liegen hat (es sei d e n n , dieses O b j e k t bildete g e n a u den Mittelp u n k t zweier a n d e r e r ) , da f ü r I d e a l p u n k t e lediglich Bereiche (Intervalle), a b e r nicht P u n k t e ( u n d i n s o f e r n M e ß w e r t e a u f derselben Skala) bes t i m m t werden k ö n n e n (s. A b b . 1). I n s o f e r n ist es realistischer, die Existenz zweier Skalen cp u n d i|/ zu f o r d e r n d e r a r t , d a ß f ü r alle a, b e A u n d p e P gilt: a p > b p « | (p(a) - i|/(p) | > | . (Die genaue Definition von «eindeutig bestimmt» in diesem Zusammenhang findet sichim folgenden Abschnitt.) Hinreichende

Abb.2:

ac

3. Hinreichende Bedingungen für die Existenz einer qualitativen J-Skala

Für die Konstruktion einer Skala cp, die die Eigenschaft (4) erfüllt, erweist es sich als sehr günstig, von einer Zwischenrelation auf der Menge A auszugehen. Eine solche Relation erlaubt einerseits eine unmittelbare Bestimmung der gesuchten Rangordnung der Objekte und kann andererseits aufgrund der beobachtbaren Relation s wie folgt definiert werden: Definition 1. Es seien A, P und > wie in Abschnitt 2. Für alle a, b, c e A heißt b zwischen a und c, geschrieben a / b / c , genau dann, wenn für beliebige p, q e P gilt: ap S bp, cp und cq ^ bq, aq und entweder a oder a = b = c .

bc

ab

ac

Fall (Iii) bc

c

Wenn von zwei Personen p und q eine das Objekt a und die andere das Objekt c von den drei Objekten a, b, c am wenigsten bevorzugt, so liegt nach dieser Definition (und nach dem Entfaltungsmodell) das Objekt b auf der qualitativen J-Skala zwischen den Objekten a und c. (Dies ist ein Sonderfall der Eigenschaft des Entfaltungsmodells, daß die beiden Objekte an den Enden einer J-Skala genau jene sind, die in den individuellen Präferenzordnungen («I-Skalen»)den letzten Rangplatz einnehmen können.) Je nach den Prä-

Fall (ii)

Fall (0 ab

Bedingungen eines empirischen Relativs> für die Existenz einer (Ordinal-)Skala mit der Eigenschaft (4) werden im nächsten Abschnitt angegeben.

ab

ac

Fall (iv) bc

ab

ac

bc

ap£bp£cp, cq a bq a aq

ap Ä bp £ cp, cq £ aq ä bq

apücpübp, cq ä bq ä aq

ap^cp^bp,

p: cba q: abc

p: cba q: bac

p: bca q: abc

p: bca q: bac

Darstellung der vier Fälle, in denen nach D e f . l Objekt b zwischen den Objekten a und c liegt.

cq 2: aq £ bq

239

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,236-249

ferenzen zweier Personen p und q umfaßt Def.l vier Fälle, die jeweils zu der Aussage a / b / c berechtigen und die in Abbildung 2 dargestellt sind. Aus D e f . l ergibt sich die für das Entfaltungsmodell grundlegende Eigenschaft der «Eingipfligkeit» (single-peakedness), die hier wie folgt formuliert werden kann: Wenn a / b / c , dann a p > bp oder cp > bp (für alle a, b, c e A und p e P). Wenn also a / b / c gilt, wird hierdurch ausgeschlossen, daß eine Person sowohl a als auch c vor b bevorzugt. Ausgehend von Def.l lassen sich ferner 4-, 5-, ... stellige Zwischenrelationen wie folgt definieren: a / b / c / d genau dann, wenn a / b / c und a / b / d und a / c / d und b / c / d ; a / b / c / d / e genau dann, wenn a / b / c / d und a / b / c / e und a / b / d / e und a / c / d / e und b / c / d / e ; usw. Hieraus ergibt sich unmittelbar ein Verfahren für die Konstruktion der gesuchten qualitativen J-Skala. Die für die Existenz einer qualitativen J-Skala zu formulierenden Bedingungen müssen die Art der Relation > näher spezifizieren und Eigenschaften der individuellen Präferenzordnungen postulieren und vor allem gewährleisten, daß die oben definierte Zwischenrelation die gewünschten Eigenschaften hat und in konsistenter Weise die einzelnen Tripel von Objekten miteinander verbindet, so daß sich eine Rangordnung der Objekte definieren läßt. Dies leisten die in der folgenden Definition einer «Entfaltungs-Struktur» angegebenen Bedingungen. Definition 2. Es seien A eine Menge mit mindestens zwei Elementen, P eine nichtleere Menge und > eine binäre Relation auf AxP. b p oder b p s a p ; und wenn a p > b q , dann p = q . 2. Wenn ap > bp und bp > cp, dann ap > cp. 3. Es existiert r e P mit a r s br. 4. Wenn a / b / c und a / c / d , dann b p > cp oder dp s cp. Axiom 1 besagt, daß die Relation > «bedingt konnex» ist, d.h. daß sie konnex ist für Paare mit einem gemeinsamen Element aus P und nur für diese. Diese Bedingung beschreibt die Daten (ISkalen) für das Entfaltungsverfahren und fordert, daß die individuellen Präferenzordnungen konnex sind. Axiom 2 fordert dieTransitivität der

I-Skalen. Das Axiom 3 garantiert, daß es mindestens zwei verschiedene I-Skalen gibt; die Daten müssen also genügend «reichhaltig» sein. (Wenn alle Personen dieselben Präferenzen haben, kann das Entfaltungsverfahren nicht durchgeführt werden.) Nicht benötigt wird die strengere Annahme, daß zwei «gespiegelte» I-Skalen existieren, d.h. zwei diametral gegensätzliche I-Skalen; dennoch ist Axiom 3 etwas strenger als erforderlich (vgl. Abschnitt 4). Die für empirische Anwendungen entscheidende Annahme einer Entfaltungs-Struktur ist das Axiom 4. Diese Bedingung kann als eine Form der «Eingipfligkeit» betrachtet werden und impliziert im Kontext mit den anderen Axiomen die wichtige Eigenschaft der Transivität der Zwischenrelation, d.h. (i) wenn a / b / c und a / c / d , dann b / c / d und a / b / d ; und (ii) wenn a / b / c und b / c / d und b + c, dann a / b / d und a / c / d (für alle a, b, c, d e A). ' Wie in vergleichbaren Zusammenhängen (z. B. O R T H , 1980) bewirkt diese Eigenschaft «Eindimensionalität» in dem Sinne, daß sich alle Objekte konsistent aufgrund der Zwischenrelation linear anordnen lassen. Das folgende Theorem besagt, daß die Axiome 1-4 zusammen mit der dort angegebenen sog. «technischen» Bedingung hinreichend sind für die Existenz einer qualitativen 1-Skala. (Der relativ einfache Beweis des Theorems kann aus Platzgründen hier nicht angegeben werden.) Theorem. Es sei > eine EntfaltungsStruktur, die die folgende Bedingung A erfüllt: A. Die Menge A enthält eineendlicheoder abzählbare Teilmenge A' derart, daß für alle a , c e A ein b' e A' existiert mit a / b ' /c. Dann existiert eine reelle Funktion

' b»(p(a)3scp(b), wobei die Relations' auf A«eindeutig bestimmt» ist d u r c h s . Hierbei bedeutet «eindeutig bestimmt», daß >' die einzige einfache Ordnung auf A ist, für die gilt: wenna>' b u n d b > ' c , d a n n a / b / c . DieBedingung A ist erforderlich, weil Definition 2 nicht auf endliche Mengen beschränkt ist. Ist die Menge A endlich, so kann die Bedingung A entfallen.

240

Orth: Grundlagen des Entfaltungsverfahrens

4. Zur empirischen Anwendung der EntfaltungsStruktur Die empirische Anwendung der EntfaltungsStruktur soll in diesem Abschnitt an einem einfachen Beispiel mit hypothetischen Daten veranschaulicht werden. Wir betrachten fünf Objekte a, b, c, d, e, die von sechs Personen p, q, r, s, t, u hinsichtlich ihrer Präferenz gerangordnet worden seien. Die Daten sind in Tabelle 1 angegeben; z.B. bevorzugt Person p also a vor e vor c vor b vor d. Der erste Schritt bei der Anwendung der Entfaltungs-Struktur besteht in der Bestimmung der

Tab.3: Mögliche Tests und Konklusionen von A x i o m 4 aus D e f . 2 aus Tabelle 1. Die Konklusionen sind jeweils für alle p e P zu testen. Prämisse b/a/c b/e/a b/e/a d/c/a d/c/a c/a/e e/a/c d/a/e b/e/c d/c/e

und und und und und und und und und und

b/c/d b/a/c b/a/d d/a/b d/a/e c/e/b e/c/d d/e/b b/c/d d/e/b

Konklusion => => => => => => =>

=>

ap ep ep cp cp ap ap ap ep cp

cp > ap > ap > ap > ap :v> ep > cp > ep > cp > ep >

oder oder oder oder oder oder oder oder oder oder

dp cp dp bp ep bp dp bp dp bp

> > > >

> > > > > >

cp ap ap ap ap ep cp ep cp ep

Zwischenrelation nach Def. 1. Für jedes der (") = i n ( n - l ) ( n - 2 ) Tripel von Objekten (bei n Objek6 jekten) ist zu bestimmen, ob nach Def. 1 a / b / c oder b / a / c oder a / c / b oder mehrere hiervon gleichzeitig gelten. Letzteres kann vorkommen, wenn die individuellen Präferenzordnungen Rangplatzbindungen enthalten und wenn - wie sich zeigen läßt - das Axiom 4 aus Def. 2 nicht erfüllt ist. Für die Daten aus Tabelle 1 ergibt sich die in Tabelle 2 angegebene Zwischenrelation. Nach der Bestimmung der Zwischenrelation können nunmehr die Axiome der EntfaltungsStruktur empirisch getestet werden. Da die ¡-Skalen in Tabelle 2 konnex und transitiv sind, sind die Axiome 1 und 2 erfüllt. Da keine Person c vor d und keine e vor b bevorzugt, gilt Axiom 3 nicht

Tab. I: Hypothetische Präferenzdaten von Personen p, q, r, s, t, u für Objekte a, b, c, d, e. Personen

I-Skalen bzw. Präferenzordnungen

p q r s t u

aecbd cadeb cdaeb eacbd acedb ebacd

dp bq br ds bt du

> bp a eq > er > bs > dt > cu

>

cp dq > ar > es > et > au >

ep aq > dr > as > et > bu >

>

ap cq > er es > at eu >

Tab.2: Ergebnis der Bestimmung der Zwischenrelation nach Def. 1 für die Daten aus Tabelle 1. b/a/c b/a/d a/e/b a/c/d c/a/e

d/a/e b/c/d b/e/c b/e/d d/c/e

für alle Objekte und ist somit verletzt. Wie sich zeigen wird, existiert aber dennoch genau eine qualitative J-Skala, so daß dieses Datenbeispiel zeigt, daß Axiom 3 etwas strenger als erforderlich ist. Entscheidend ist dagegen die empirische Prüfung von Axiom 4. Hierfür sind aufgrund von Tabelle 2 alle Fälle zu untersuchen, in denen die Prämisse von Axiom 4 für beliebige Objekte erfüllt ist. (Man beachte, daß a / b / c » c / b / a gilt.) Für diese Fälle («mögliche Tests») ist zu bestimmen, ob die jeweilige Konklusion von Axiom 4 für sämtliche Personen (oder ggf. für wieviele Personen) erfüllt ist. Für die vorliegenden Daten sind die möglichen Tests für Axiom 4 und die entsprechenden Konklusionen in Tabelle 3 angeführt. Für den möglichen Test in Zeile 1 dieser Tabelle ergibt sich aufgrund der Daten, daß q und r c vor a bevorzugen und alle Personen c vor d bevorzugen, so daß also mindestens eine der beiden geforderten Präferenzen für jede Person besteht und das Axiom in diesem Fall (perfekt) erfüllt ist. Da sich das gleiche Ergebnis für die anderen möglichen Tests ergibt, ist Axiom 4 für alle Objekte und Personen perfekt erfüllt. Wenn also die I-Skalen trotz der Verletzung von Axiom 3 hinreichend verschieden sind, können wir nach dem Theorem aus Abschnitt 3 folgern, daß es für die Daten aus Tabelle 1 eine (perfekte) qualitative J-Skala für sämtliche Objekte gibt. Diese J-Skala kann in einem dritten Schritt wie folgt konstruiert werden. F ü r d i e O b j e k t e a , b, c, d gilt z.B. b / a / c , b / a / d , a / c / d und b / c / d (s. Tab. 2) und somit nach Abschnitt 3 auch b / a / c / d . Entsprechendergibt sich b / e / a / c , b / e / a / d , b / e / c / d und e / a / c / d und somit die 5stellige Zwischenre-

241

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,236-249 Tab.4: Präferenzordnungen von fünf deutschen Parteien in den Jahren 1969(N=907), 1972(N = 1785)undl980(N=1316). Es bedeuten K = DKP, S = SPD, F = FDP, C = C D U / C S U , N = N P D . (Nach NORPOTH, 1979, und PAPPI, 1983; vgl. Fußnoten 2 und 3.) 1969 1972 1980 FSNCK FSNKC FSCNK FSCKN FSKNC FSKCN FKNSC FKSCN SNCFK SNCKF SNFKC SNKCF SCNFK SCFNK SCFKN SCKNF SCKFN SFNCK SFNKC SFCNK SFCKN SFKNC SFKCN SKNFC SKCNF SKCFN SKFNC SKFCN KNFCS KNFSC KCSFN KFSCN KSCFN KSFNC KSFCN

1

_

-

-

6 16

35 33 2 3

-

1 1 -

2 -

6 122 141 -

6 1

-

1 1 1 1 7 201 94 1 -

13 25 29 315 85 210 1 9 3 45 1 1 3 1 3 13 1 1 1 1 1 1 2 4

2 1 50 79 3 4 1 1 -

1 45 42 -

1 9 8 160 264 8 48 -

13 -

1 -

1969 1972 1980 FCKSN FCSKN FCSNK FCNSK FNSCK CKSFN CSKFN CSKNF CSFKN CSFNK CSNKF CSNFK CFKSN CFKNS CFSKN CFSNK CFNKS CFNSK CNKSF CNKFS CNSFK CNFKS CNFSK NKSCF NKFSC NKCSF NKCFS NSFKC NSFCK NSCFK NFSKC NFSCK NCSFK NCFSK

2 5 19

-

-

10 37 31 40 1 2 2 1 1 2 2 2 97 135 49 138 351 119 1 11 6 3 2 2 2 1 56 40 74 66 178 207 1 2 10 17 19 1 2 2 7 5 2 2 1 9 3 10 1 4 1 1 1 2 1 1 1 1 1 1 6 1 2

2

lation b / e / a / c / d , die die gesuchte (vollständige) qualitative J-Skala wiedergibt. Sollten sich bei der Prüfung von Axiom 4 Verletzungen für einige Objekte und/oder Personen ergeben, so kann diese Information für die Konstruktion einer «dominanten J-Skala» (COOMBS, 1964) nützlich sein. Die empirische Anwendung der Entfaltungs-Struktur (und insbesondere die Bestimmung der Zwischenrelation nach Def. 1) kann jedoch selbst dann sinnvoll sein, wenn starke Verletzungen von Axiom 4 zu erwarten sind bzw. wenn es offenkundig keine befriedigende eindimensionale Lösung gibt. Ein Beispiel hierfür

wird im folgenden Abschnitt anhand realer Daten untersucht.

5. Eine axiomatische Analyse von Parteipräferenzen 5.1 Daten und bisherige

Ergebnisse

N O R P O T H (1979) sowie P A P P I (1983) untersuchten mit dem Entfaltungsverfahren ParteipräferenzDaten aus repräsentativen Stichproben der Wählerschaft der Bundesrepublik, die anläßlich der Bundestagswahlen von 1969 und 1972 und außerdem 1980 erhoben worden waren. 2 Hierbei wurden für alle Befragten individuelle Präferenzordnungen für die fünf Parteien DKP, SPD, FDP, C D U / C S U und N P D bestimmt (CDU und CSU wurden jeweils als ein Präferenzobjekt vorgegeben), und zwar in den Studien von 1969 und 1980 aufgrund eines Paarvergleichs und in der von 1972 durch ein Rangordnungsverfahren. Die individuellen Präferenzordnungen aufgrund der Daten von 1969 und 1972 finden sich in N O R P O T H (1979, Tab.2, p.355) und die aus der Studie von 1980 in PAPPI (1983, Tab. 3, p.432). Da die Angabe dieser I-Skalen dort einige Fehler enthält, sind die korrekten Daten hier in Tabelle 4 wiedergegeben. 3 N O R P O T H (1979) analysierte die Daten von 1969 und 1972 mit Hilfe des Programms MIN1RSA für das multidimensionale Entfaltungsverfahren aus der MINI-Programm-Serie zur multidimensionalen Skalierung (siehe z.B. ROSKAM, 1977) und berechnete für beide Datensätze ein- und zweidimensionale Lösungen. Obwohl mehrere dieser Lösungen degeneriert waren, interpretierte er die erhaltenen Konfigurationen inhaltlich, z. B. im Sinne eines «degenerierten Links-RechtsSchemas» (NORPOTH, 1979, pp.350, 361). Er erklärte die Präferenzordnungen schließlich durch die Gegensätze von parlamentarischen und au2 Diese Daten stammen aus den folgenden Untersuchungen. 1969: «Bundestagswahl 1969», Primärforscher: H.-D.

KLINGEMANN

und

F. U . PAPPI

(Zentralarchiv-Studien-

Nr.0426); 1972: «Bundestagswahl 1972», Primärforscher: M . B E R G E R , W.GIBOWSKI, M . K A A S E , D . R O T H ,

U.SCHLETH

u n d R . WILDENMANN ( Z e n t r a l a r c h i v - S t u d i e n - N r . 0 6 3 5 - 0 6 3 7 ) ;

1980: «ZUMA-Bus 1980» (Zentrum für Umfragen, Methoden und Analysen e. V., Mannheim). 3 Ich danke Franz Urban Pappi f ü r d e n Hinweisauf Fehler in der Darstellung dieser Daten und für die Übermittlung der Korrekturen.

242

O r t h : G r u n d l a g e n des E n t f a l t u n g s v e r f a h r e n s

ßerparlamentarischen sowie von Regierungs-und Oppositionsparteien. (Dies mag vielleicht der Fall sein, sollte j e d o c h nicht aus den von NORPOTH ermittelten Konfigurationen geschlossen werden.) Dagegen analysierte PAPPI (1983) dieselben Daten - sowie die von 1 9 8 0 - ohne den Einsatz multidimensionaler Skalierungs-Algorithmen wesentlich datenorientierter. E r geht hierbei nicht a priori von der A n n a h m e aus, daß das Entfaltungsmodell die Daten angemessen zu beschreiben gestattet, und erwägt ausdrücklich die Möglichkeit, daß sich für die große Mehrheit der Personen keine gemeinsame, den Präferenzen zugrundeliegende dimensionale Struktur bestimmen läßt. Diese Möglichkeit findet PAPPI bestätigt (vgl. Abschnitt 5 . 2 ) und untersucht dann detailliert die Teilmenge der P e r s o n e n , deren P r ä f e renzen mit einer der L i n k s - R e c h t s - D i m e n s i o n entsprechenden J - S k a l a vereinbar sind. Im folgenden werden die Daten aus Tabelle4 im R a h m e n der Entfaltungs-Struktur reanalysiert 4 . Diese Vorgehensweise ist ebenfalls datenorientiert, bietet j e d o c h durch die in Abschnitt 3 zur Verfügung gestellten Mittel Anleitungen dafür, welche Aspekte der Daten für eine Analyse im Sinne des Entfaltungsmodells vornehmlich zu betrachten sind.

5.2 Analyse der Parteipräferenzen mit Hilfe der Entfaltungs-Struktur Für die mehr als 4 0 0 0 Präferenzordnungen aus Tabelle 4 sind, getrennt für die drei Erhebungsj a h r e , nach dem hier vorgeschlagenen Vorgehen zunächst die Zwischenrelationen nach Def. 1 zu bestimmen. Hierbei zeigt sich sofort, daß für j e des Tripel (a, b, c) von Parteien sowohl a/b/c als auch b/a/c als auch a/c/b gilt, da es stets einige Personen gibt, deren I-Skalen hierzu nach D e f . 1 A n l a ß geben. Hieraus ergibt sich, daß A x i o m 4 der Entfaltungs-Struktur verletzt ist. Es ist ferner unschwer zu erkennen, daß diese Verletzungen sehr häufig vorkommen und offensichtlich systematischer und nicht nur zufälliger Natur sind (vgl. weiter unten), so daß eine detaillierte Prüfung dieses A x i o m s hier nicht geschildert werden soll. (Die A x i o m e 1 - 3 sind für die Daten aus Tabelle 4 erfüllt; intransitive und/oder wegen fehlender

4

Ich d a n k e G e s i n e Müller für ihre H i l f e bei der D a t e n a u s -

wertung.

Antworten nicht-konnexe Präferenzordnungen sind zwar v o r g e k o m m e n , dort aber nicht aufgeführt.) O f f e n b a r existiert für keine der drei Erhebungen eine (eindimensionale) qualitative J S k a l a , und zwar auch dann nicht, wenn von einigen seltener vorkommenden Präferenzordnungen abgesehen wird (vgl. ebenfalls unten). Insbesondere lassen sich die Daten nicht durch eine zugrunde liegende gemeinsame L i n k s - R e c h t s - D i mension erklären, was möglicherweise aufgrund von Ergebnissen von z . B . KLINGEMANN ( 1 9 7 2 ) über recht konsistente Einschätzungen der Parteien a u f dieser Dimension hätte erwartet werden können (vgl. aber PAPPI, 1983). Andererseits zeigen sich bereits bei der Bestimmung der Zwischenrelation deutliche Unterschiede in der Anzahl der Personen, die jeweils zu a/b/c, b/a/c oder a/c/b A n l a ß geben, so daß diese Alternativen mit den Präferenzen unterschiedlich vieler Personen vereinbar sind. Da hierbei systematische E f f e k t e zu beobachten sind, erscheint es lohnenswert, diese I n f o r m a t i o n e n über die Zwischenrelation näher zu betrachten - auch im Hinblick a u f eine etwaige zweidimensionale Darstellung im R a h m e n des Entfaltungs-Verfahrens. Die entsprechenden Ergebnisse der Bestimmung der Zwischenrelation sind in Tabelle 5 enthalten. Angegeben ist jeweils die relative Anzahl von P e r s o n e n , deren Präferenzordnungen mit z . B . K/S/N, S/K/N und K/N/S nicht vereinbar sind. Es zeigt sich, daß von diesen drei Alternativen für sehr viele Personen weder S/K/N noch K/N/S gilt, dagegen für nahezu alle Befragten K/S/N. Ähnlich eindeutig ergibt sich K/F/N und K/C/N, d . h . S, F und C liegen jeweils deutlich zwischen K und N, und zwar 1969 wie 1972 wie 1980. (Dies entspricht natürlich der Tatsache, daß jeweils etwa 9 7 % aller I-Skalen mit K oder N enden.) Ein anderes Bild ergibt sich für die Parteientripel mit K und ohne N. Es ist zwar deutlich, daß K z. B . nicht zwischen S und C liegt, aber weniger eindeutig, ob K/S/C oder K/C/S anzunehmen ist. Mit den Daten etwas besser vereinbar sind j e d o c h die der L i n k s - R e c h t s - D i m e n s i o n entsprechenden Zwischenrelationen K/S/C, K / S / F und K / F / C . Die bisherigen Ergebnisse sprechen somit für die vierstellige Zwischenrelation K / S / F / C für alle drei Zeitpunkte. Ähnliche Ergebnisse wie für die Tripel mit K und o h n e N zeigt Tabelle 5 für diejenigen mit N und ohne K. Allerdings ist hier

243

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,236-249

Tab. 5: Anzahl Befragter (in Prozent), deren Präferenzordnung mit der jeweiligen Zwischenrelation nicht vereinbar ist. In Klammern die entsprechenden Prozentwerte nach Ausschluß der I-Skalen, die nicht in jedem der drei Erhebungsjahre mindestens zweimal vorkamen. (Abkürzungen der Parteien wie in Tabelle 4.)

Tripel mit K undN

Tripel mit K

Tripel mit N

Tripel (S, F, C)

1969

1972

1980

1969

1972

1980

1969

1972

1980

K/S/N

1,1 ( 0

0,5 0

0,6 0 )

S/K/N

47,2 (47,8

67,7 67,8

51,8 51,9)

K/N/S

51,7 (52,2

31,8 32,2

47,6 48,1)

K/F/N

0,9 ( 0

0,6 0

0,3 0 )

F/K/N

47,3 (47,8

67,7 67,8

50,0 51,9)

K/N/F

51,8 (52,2

31,8 32,2

47,7 48,1)

K/C/N

1,2 ( 0

2,4 0

1,7 0 )

C/K/N

47,1 (47,8

66,4 67,8

51,5 51,9)

K/N/C

51,7 (52,2

31,2 32,2

46,8 48,1)

K/S/F

1,5 ( 0

0,5 0

0,7 0 )

K/F/S

2,4 ( 0,6

1,6 1,0

1,4 1,2)

S/K/F

96,0 (99,4

98,0 99,0

98,0 98,8)

K/S/C

1,0 ( 0

0,6 0

0,5 0 )

K/C/S

2,9 ( 0,9

5,9 3,7

6,8 5,0)

S/K/C

96,1 (99,1

93,6 96,3

92,6 95,0)

K/F/C

1,8 ( 0

0,7 0

0,4 0 )

K/C/F

2,2 ( 0,9

5,9 3,7

6,8 5,0)

F/K/C

96,0 (99,1

93,5 96,3

92,8 95,0)

S/F/N

3,2 ( 1,9

1,8 0,8

0,7 0,4)

F/S/N

3,2 ( 1,5

2,2 0,9

3,0 2,3)

S/N/F

93,6 (96,6

96,0 98,3

96,3 97,3)

S/C/N

1,7 ( 0

3,4 0

2,5 0 )

C/S/N

3,1 ( 2,1

2,5 1,9

3,2 2,5)

S/N/C

95,3 (97,9

94,1 98,1

94,3 97,5)

F/C/N

1,3 ( 0

3,3 0

2,4 0 )

C/F/N

4,0 ( 1,9

2,5 0,8

1,8 0,4)

F/N/C

94,7 (98,1

94,3 99,2

95,7 99,6)

S/F/C

63,6 (64,6

43,4 44,6

20,1 20,6)

F/S/C

19,0 (18,6

16,5 16,8

30,2 30,6)

S/C/F

17,4 (16,8

40,1 38,6

49,7 48,8)

eine Entscheidung zugunsten von S / F / N , S / C / N und F / C / N und damit entsprechend der LinksRechts-Dimension nicht in allen Fällen mit den Daten zu vereinbaren. Dennoch sprechen die Ergebnisse für eine große Mehrheit aller Personen bis hierhin für S / F / C / N und damit auch für K / S / F / C / N als die der Links-Rechts-Dimension entsprechende J-Skala. Dies ändert sich allerdings bei Betrachtung des Parteientripels(S, F, C) in Tabelle 5. Jede der drei Alternativen S / F / C , F / S / C und S / C / F ist zu jedem der drei Zeitpunkte mit den Präferenzordnungen einer großen Anzahl von Personen nicht vereinbar. (Für die Zwischenrelation sind sonst alle drei Alternativen vorzusehen, was äußerst drastische Verletzungen von Axiom 4 in diesen Fällen zur Folge hat. Auf die Ergebnisse der Prüfung dieses Axioms wird hier nicht näher eingegangen, da die entsprechende Information anschaulicher in Tabelle 5 enthalten ist.) Hiermit sind die Verletzungen der Bedingungen f ü r eine eindimensionale Repräsentation im Sinne des Entfaltungsverfahrens lokalisiert: Sie

resultieren vor allem aus den unterschiedlichen Teil-Präferenzordnungen für die drei Parteien SPD, F D P und C D U / C S U . Für viele Personen gilt S / F / C , für viele andere F / S / C und für viele weitere S / C / F . Wie PAPPI (1983) richtig feststellt, liegt dies daran, daß alle sechs möglichen Rangordnungen dieser drei Parteien in den I-Skalen mit großen Häufigkeiten auftreten. An diesem Ergebnis ändert sich im wesentlichen nichts, wenn einige selten vorkommende ISkalen von der Datenanalyse ausgeschlossen werden. So sind in Tabelle 5 auch jene Werte angegeben, die sich nach Ausschluß solcher I-Skalen ergeben, die nicht zu jedem der drei Zeitpunkte mindestens zweimal vorkamen. (Andere Ausschlußkriterien zeigen vergleichbare Ergebnisse.) Insgesamt ergeben sich sehr ähnliche Ergebnisse, so daß derartige idiosynkratische Präferenzordnungen entgegen der Vermutung von NORPOTH (1979) keinen größeren Einfluß auf das Gesamtergebnis haben. Interessant ist dennoch, daß für diese Daten, die immerhin noch jeweils etwa 95% sämtlicher I-Skalen berücksichtigen, die Zwi-

244 schenrelation f ü r viele Parteientripel vollkommen eindeutig bestimmt ist (bzw. Axiom 4 f ü r entsprechende mögliche Tests perfekt erfüllt ist). Hier gelten eindeutig die der Links-Rechts-Dimension entsprechenden Beziehungen K / S / N , K / F / N , K / C / N , K / S / F , K / S / C , K / F / C sowie S / C / N und F / C / N ; lediglich S / F / N und nach wie vor S / F / C gelten nicht eindeutig. Die bisherigen Ergebnisse a u f g r u n d der Zwischenrelation sind auch aufschlußreich f ü r eine etwaige zweidimensionale E n t f a l t u n g s - R e p r ä sentation. So k ö n n e n die Parteien S, F, C nicht eindimensional, sondern nur in F o r m eines Dreiecks dargestellt werden; ferner liegt dieses Dreieck in der P a r t e i e n k o n f i g u r a t i o n «zwischen» den P u n k t e n f ü r K und N, die deutlich den größten Abstand voneinander h a b e n , also relativ weit « a u ß e n » liegen. Eine solche zweidimensionale K o n f i g u r a t i o n wäre d u r c h a u s vorstellbar; sie ist jedoch nicht mit den Daten zu vereinbaren. Denn wie sich zeigt, ist die A n o r d n u n g des Dreiecks aus S, F, C relativ zu den P u n k t e n K und N nicht eindeutig bestimmbar; im Gegenteil, keine mögliche R o t a t i o n dieses Dreiecks zwischen festen P u n k ten K und N f ü h r t zu einer befriedigenden Konfig u r a t i o n (vgl. A b b . 3 ) . Der G r u n d h i e r f ü r k a n n auf verschiedene Weise dargelegt werden. Nach Tabelle 5 sind die Tripel mit N und zwei Parteien des «Dreiecks» S, F, C nicht eindeutig bestimmt; so ist ungewiß, o b eher S / F / N oder F / S / N gilt, d . h . o b N näher bei F oder bei S zu liegen k o m m t . Entsprechendes gilt f ü r die Tripel mit K und je

Abb.3: Die Struktur einer etwaigen zweidimensionalen Parteienkonfiguration für die Daten aus Tabelle 4. Die Pfeile symbolisieren, daß eine beliebige Rotation dieser drei «mittleren» Parteien mit den Daten annähernd gleich gut bzw. schlecht zu vereinbaren ist. Da keine dieser Konfigurationen die Präferenzordnungen adäquat beschreibt, ist eine zweidimensionale Entfaltungs-Repräsentation nicht angemessen; dies gilt für alle drei Erhebungsjahre.

Orth: Grundlagen des Entfaltungsverfahrens

Tab. 6: «Dominante J-Skalen» für die Parteipräferenzen 1969, 1972 und 1980. Für sechs J-Skalen ist jeweils die relative Anzahl der mit ihr verträglichen Präferenzordnungen angegeben (in Prozent). J-Skala

1969

1972 1980

K-S-C-F-N K-F-C-S-N

77,6 77,7

57,2 57,0

48,2 47,0

K-F-S-C-N K-C-S-F-N

77,2 75,4

78,7 75,9

66,0 62,3

K-S-F-C-N K-C-F-S-N

34,2 31,8

52,9 48,6

76,8 70,1

zwei Parteien, die das Dreieck bilden. Dieser E f fekt zeigt sich auch deutlich an den « d o m i n a n t e n J-Skalen», die in Tabelle 6 angegeben sind. Diese Tabelle enthält die sechs möglichen qualitativen J-Skalen mit K und N an den E n d p u n k t e n . D a ß es keinebefriedigendedominante(eindimensionale) J-Skala gibt, überrascht nicht mehr (selbst die beste J-Skala ist nur mit etwa 7 8 % aller I-Skalen vereinbar); interessant ist in diesem Z u s a m m e n h a n g j e d o c h , d a ß es nahezu beliebig ist, o b K-S-C-F-N oder K-F-C-S-N gilt (bei mittlerer Position von C) und entsprechend o b K-F-S-C-N oder K-C-S-F-N (bei mittlerer Position von S) und o b schließlich K-S-F-C-N oder K-C-F-S-N (bei mittlerer Position von F) gilt. Auch dies zeigt, daß die Lage von S, F und C relativ zu K und N weitgehend beliebig ist. Auch unmittelbar an den 1-Skalen läßt sich ein G r u n d h i e r f ü r erkennen. Die I-Skalen mit den sechs möglichen R a n g o r d n u n g e n von S, F u n d C auf den ersten drei Rangplätzen unterscheiden sich jeweils darin, o b auf den beiden letzten R ä n gen K vor N oder N vor K steht. Auch diese 12 ISkalen treten alle mit größeren H ä u f i g k e i t e n a u f , lassen sich j e d o c h nicht gemeinsam zweidimensional darstellen. Denn nach dem zweidimensionalen E n t f a l t u n g s m o d e l l f ü h r e n die drei P u n k t e eines Dreiecks aus S, F, C zu drei «Grenzlinien» (Mittelsenkrechten der Seiten des Dreiecks), durch die der R a u m in sechs «isotone Regionen» gegliedert wird (die den sechs R a n g o r d n u n g e n von S, F, C entsprechen). Die Grenzlinie zwischen K und N k a n n n u r vier dieser Regionen schneiden; sie m ü ß t e aber alle sechs schneiden, um isotone Regionen f ü r alle v o r k o m m e n d e n 12 I-Skalen der g e n a n n t e n F o r m zu erzeugen. Aus diesen G r ü n d e n k a n n es auch keine angemessene zweidimensionale E n t f a l t u n g s - R e p r ä s e n t a t i o n f ü r die P a r t e i p r ä f e r e n z e n aus Tabelle 4 geben.

245

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,236-249

Dieses Ergebnis gilt für die Daten aus 1969, 1972 und 1980 gleichermaßen. Andererseits zeigen sich aber auch beachtenswerte Unterschiede zwischen diesen Zeitpunkten. Insbesondere bestehen nach Tabelle 5 - in ähnlicher Weise auch nach Tabelle 6 - deutliche Unterschiede bei der Zwischenrelation der drei Parteien S, F und C. So ist in jedem der drei Jahre eine andere Zwischenrelation am ehesten mit den Präferenzordnungen vereinbar: 1969 ist es S / C / F , 1972 gilt eher F / S / C und 1980 S / F / C (allerdings ist 1969 der Unterschied zwischen S / C / F und F / S / C sehr gering). Am schlechtesten mit den Daten vereinbar sind 1969 und 1972 S / F / C und 1980 S / C / F . Eine Überrag. 7: Veränderungen der Zwischenrelation der drei Parteien S P D (S), F D P (F) und C D U / C S U (C) in den Jahren 1969, 1972 und 1980. Angegeben ist ferner die relative Nähe zweier Parteien zueinander sowie eine Prognose für den Zeitraum 1983-1987. 1969

1972

1980

Prognose für 1983-1987

mit den Daten am besten vereinbar

S/C/F

F/S/C

S/F/C

S/F/C

weniger gut vereinbar

F/S/C

-

-

S/C/F

-

S/C/F

F/S/C

-

S/F/C

S/F/C

S/C/F

F/S/C

geringste Nähe (4)

SF

FC

SC

SC

geringe Nähe (3)

FC

-

-

SF

große Nähe (2)

-

SF

FC

-

größte Nähe (1)

SC

SC

SF

schlecht vereinbar am schlechtesten vereinbar

FC

sieht bietet Tabelle7. Dort ist fernereineausdiesen Zwischenrelationen abgeleitete Rangordnung der Nähe bzw. Ähnlichkeit je zweier Parteien zueinander angegeben. (Zum Beispiel ist 1969 die Nähe von S und F am geringsten, da am besten S / C / F gilt, und die von S und C am größten, weil S / F / C am wenigsten gilt.) Hiernach wurde zwischen 1969 und 1980 die Nähe von S und F zunehmend größer, während die von S und C 1969 und 1972 die relativ größte und 1980 die geringste war; die Nähe von F und C war 1972 geringer und 1980 größer als 1969. Diese Veränderungen sind in Abbildung 4 graphisch dargestellt. Aus diesen «Konfigurationen» (und den vorliegenden Präferenzdaten) geht selbstverständlich nicht hervor, welche Änderungen einzelner Parteien die Veränderungen der Konfiguration bewirkt haben. Es ist jedoch bemerkenswert, daß diese Konfigurationen deutlich die veränderten Koalitionsbildungen zwischen 1969 und 1980 wiedergeben. (Dies entspricht teilweise den Schlußfolgerungen von NORPOTH, 1979; allerdings konnte hier das « P a r teienknäuel» der drei Parteien S, F und C entwirrt werden.) Diese Interpretation steht im Einklang mit dem von PAPPI (1983) aufgezeigten Einfluß der jeweiligen Koalitionslage auf die Präferenzordnungen. Es ist naheliegend, a u f g r u n d dieser Ergebnisse für 1969,1972 und 1980 die Prognose zu wagen, daß sich seit 1982 die Nähe von F und C weiter vergrößert und die von S und F stark verringert hat (im einzelnen siehe hierzu ebenfalls Tab.7 und Abb.4). Dies wäre als Ergebnis einer Analyse neuerer Daten zu vermuten, auch wenn sich die «Parteienlandschaft» insgesamt durch Die Grünen verändert hat.

Abb. 4: Darstellung der «Konfigurationen» der drei Parteien SPD(S), F D P ( F ) und C D U / C S U (C) in den Jahren 1969,1972 und 1980 sowie eine Prognose für 1983-1987, jeweils aufgrund von Tabelle 7 (die Zahlen 1 - 4 entsprechen den Rangplätzen aus dieser Tabelle).

246

Orth: Grundlagen des Entfaltungsverfahrens

5.3 Eine Analyse auf der Basis von Wählergruppen Während im vorigen Abschnitt, wie üblich, die Präferenzordnungen einzelner Personen ausgewertet wurden, sollen die Daten aus Tabelle 4 jetzt für einige Gruppen von Personen zusammengefaßt und dann diese Gruppen-Präferenzordnungen analysiert werden. Diese zusätzliche Möglichkeit der Datenauswertung bietet sich hier wegen der großen Zahl von Personen an und weil es naheliegend erscheint, zwischen den «Anhängern» der verschiedenen Parteien zu unterscheiden. Unter K-, S-, F-, C- und N-«Anhängern» werden im folgenden die Personen verstanden, die die jeweilige Partei vor allen anderen Parteien bevorzugen (bzw. deren I-Skalen mit dieser Partei beginnen); diese Personengruppen werden entsprechend mit den Kleinbuchstaben k, s, f, c und n bezeichnet. Gruppen-Präferenzordnungen für k, s, f, c und n lassen sich dadurch ermitteln, daß für jede

Tab.8: Gruppen-Präferenzordnungen für K-, S-, F-, C- und N-«Anhänger» (k, s, f, c und n), d.h. der Personen, die nach Tabelle 4 die jeweilige Partei vor der anderen Partei bevorzugen. (Klammern kennzeichnen Rangplatzbindungen.) Personengruppen

1969

1972

1980

k s f c n

K(SFC)N SCFKN F(SC)(KN) CSFNK N(SFC)K

K(SFC)N SFCNK FSCNK CSFNK N(SFC)K

K(SFC)N SFCKN FSCKN CFSNK N(SFC)K

G r u p p e bestimmt wird, welche von jeweils zwei Parteien häufiger als die andere bevorzugt wird. Im Falle sehr geringer Häufigkeitsunterschiede sollte in der Gruppen-Präferenzordnung eine Rangplatzbindung vorgesehen werden. (So bevorzugen 1969 26 FDP-«Anhänger» C vor S und 25 S vor C und ebenfalls 26 N vor K und 25 K vor N.) Bei den K- und N-Anhängern ist zu beachten, daß diese Gruppen sehr klein sind (zwischen 3 und 14 Personen in den drei Erhebungsjahren). Um diese wenigen Daten nicht überzuinterpretieren, wird in diesen Gruppen-Präferenzordnungen eine Rangplatzbindung von S, F und C angenommen. (Diesen Daten wird also nur die Information entnommen, daß K-Anhänger N und N-Anhänger K am wenigsten bevorzugen.) Hiermit ergeben sich die in Tabelle 8 angegebenen Gruppen-Präferenzordnungen für k, s, f, c und n. Die Gruppen-Präferenzordnungen in Tabelle 8 sind nicht nur transitiv, sondern - als I-Skalen betrachtet - mit den in Abbildung 5 dargestellten JSkalen perfekt vereinbar (sofern ein beliebiges «Aufbrechen» der Rangplatzbindungen vorgenommen wird). Für die Daten von 1969 ergeben sich allerdings - je nach Aufbrechen der Rangplatzbindungen für f - zwei verschiedene J-Skalen, u n d z w a r m i t S / C / F o d e r m i t F / S / C . ( F e r n e r könnten in der qualitativen J-Skala für 1972 K und N vertauscht sein.) Hinsichtlich der Zwischenrelation für die drei Parteien S, F und C stimmen diese Ergebnisse mit denen aus dem vorigen Abschnitt gut überein: 1969 gilt S / C / F oder F / S / C , 1972 F / S / C und 1980 S / F / C .

1969(a)

19691b) KN

T

K

I

KN

I

S

C

1

F

T

N

1972

i

K

i

1——i

F

S

r

C

N

1980

KN

KN

T

I I

1

r

K

F S

C

N

"1 K

I

S

I—

F

1

C

r

N

Abb. 5: Eindimensionale Entfaltungs-Lösungen(J-Skalen) für die Präferenzordnungen in Tabelle 8. (Für 1969 zwei Lösungen.)

247

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1 9 8 7 , 1 8 , 2 3 6 - 2 4 9

Die Gruppendaten in Tabelle 8 enthalten nach dem Entfaltungsmodell darüber hinaus Informationen über die Abstände zwischen den Parteien auf der J-Skala (auch «metrische Information» im Sinne von COOMBS, 1964), die in Abbildung 5 berücksichtigt sind. So gilt 1969 z. B. K S < SN und CN < KC (KS usw. bezeichnet hier den Abstand zwischen K und S) und in Lösung (a) S C < CF sowie S F < F N < KS und in (b) S C < SF und C F < FK < CN. Für 1972 ergibt sich z. B. FN < KF sowie F S < SC und F C < CN < KF, und für 1980 gilt z.B. KF < FN, CN < KC, S F < FC und SC < KS, CN. Mit diesen Entfaltungs-Ergebnissen vergleichbare, aber hinsichtlich einer Rangordnung von Distanzen vollständigere Repräsentationen können erhalten werden, wenn anstelle der Parteien die jeweiligen Gruppen der Partei-Anhänger repräsentiert und hierfür zunächst Distanzmaße zwischen diesen Personengruppen aufgrund der Gruppen-Präferenzordnungen in Tabelle 8 bestimmt werden. Als Abstand zwischen zwei Rangordnungen bietet sich das Distanzmaß von KEMENY & SNELL ( 1 9 6 2 ) an. Die so berechneten Distanzen zwischen Partei-Anhängern enthält Tabelle 9.

sind, lassen sich durch die «Ordinale Netzwerkskalierung» bestimmen (z. B. FEGER&BIEN, 1982; FEGER & DROGE, 1984; KLAUER, 1986). Für die Daten aus Tabelle 9 wurde das von ORTH (1985) vorgeschlagene Verfahren angewandt; gesucht wird hierbei ein verbundener, bewerteter Graph mit minimaler Anzahl von Kanten und einer ganzzahligen Kantensummenmetrik (mit möglichst kleinen Distanzen), so daß die Rangordnung dieser Distanzen mit der empirischen Rangordnung der Unähnlichkeiten (hier perfekt) übereinstimmt. Als Ergebnisse resultieren die in Abbildung 6 dargestellten Graphen. Für die Daten von 1969 ergeben sich zwei qualitativ verschiedene Lösungen (d.h. mit unterschiedlichen Kanten), für die wiederum entweder s / c / f oder f / s / c g i l t . Diese beiden Repräsentationen gehen auch numerisch nach Vertauschen von K mit N und S mit C ineinander über. Dies ist kein Artefakt, sondern gilt bereits f ü r die Daten in Tabelle 8 (sowie für die Entfaltungs-Lösung in Abb. 5). Eindeutige Lösungen (wie erwartet, in der Form von «Ketten») existieren f ü r die Daten von 1972 und 1980. Auch hier zeigt sich qualitativ der Unterschied zwischen f / s / c 1972 und s / f / c 1980. Ferner ist die metrische Information der Entfaltungs-Lösungen in den graphentheoretischen Repräsentationen enthalten. Für eine Interpretation der Ergebnisse in Abbildung 6 ist zu beachten, daß die dort angegebenen Distanzen (Kantenbewertungen) minimal sind. Dies bedeutet z.B., daß K und N nicht näher bei S, F und C liegen können als dargestellt. Die unterschiedliche Lage dieser drei Parteien relativ zu K und N (insbesondere 1972 und 1980) muß nicht als« Rechtsrutsch» von S, F und C 1972 und als «Linksrutsch» 1980 interpretiert werden, zumal nur die Lösung für 1980 mit der Links-Rechts-Dimension übereinstimmt; diese Unterschiede resultieren vor allem

Betrachtet man nur die jeweilige Rangordnung dieser Distanzen (und erlaubt wiederum ein beliebiges Aufbrechen von Rangplatzbindungen), so zeigt sich aufgrund der Axiome aus ORTH (1980) für unkonditionale Ähnlichkeitsdaten, daß zwar für die Daten von 1972 und 1980, nicht aber für die von 1969 eine (perfekte) eindimensionale Repräsentation existiert. Wählt man anstelle einer geometrischen (dimensionalen) eine graphentheoretische Repräsentation, so bedeutet dies, daß sich die Daten von 1972 und 1980als eine «Kette» darstellen lassen, die von 1969 jedoch nicht. Graphentheoretische Repräsentationen, die nicht auf sog. Baum-Strukturen beschränkt

Tab. 9: Distanzen (nach KEMENY & SNELL, 1962) zwischen den Oruppen-Präferenzordnungen in Tabelle 8. 1969

k k s f c n

1972

s

f

c

n

9

9 6

11 4 6

14 11 9 9

k k s f c n

1980

s

f

c

n

11

11 2

11 4 6

14 9 9 9

k k s f c n

s

f

c

n

9

9 2

11 8 6

14 11 11 9

248

Orth: Grundlagen des Entfaltungsverfahrens

1969 (a)

1969(b)

1972

1980 8

k

1 f

s

2 c

4

4 n

k

1 s

2 f

5

c

n

Abb. 6: GraphentheoretischeRepräsentationen der Partei-Anhänger aufgrund der Daten inTabelle9. (Für 1969 zwei Lösungen.)

aus einer 1972 stärkeren Ablehnung der S- und FAnhänger von K im Vergleich zu N (was auch andere Gründe haben kann). Insgesamt lassen sich auch diese Ergebnisse dahingehend interpretieren, daß die Parteipräferenzen der befragten Wähler durch die jeweils bestehende, beabsichtigte und/oder bevorzugte Koalitionsbildung so stark beeinflußt sind, daß die zugrundeliegende Links-Rechts-Dimension erst dann deutlicher zu Tage tritt, wenn (wie für 1980 anzunehmen) auch die mehrheitlich bevorzugten Koalitionen dieser Dimension entsprechen. 5.4 Diskussion Für die Parteipräferenzdaten aus den Jahren 1969, 1972 und 1980 wurde gezeigt, daß sie sich weder durch eine eindimensionale noch durch eine zweidimensionale Repräsentation im Sinne des Entfaltungsverfahrens angemessen darstellen lassen. Dies gilt auch dann, wenn selten vorkommende Präferenzordnungen von der Datenauswertung ausgeschlossen werden. Eine Analyse der Ursachen für diese Verstöße gegen das Entfaltungsmodell legt aufgrund eines Vergleichs der Ergebnisse für die drei Erhebungsjahre die Interpretation nahe, daß bevorzugte Koalitionsbildungen die individuellen Präferenzordnungen stark beeinflussen. Demnach wären Parteipräferenzen im wesentlichen durch zwei Aspekte erklärbar: durch die wahrgenommene Lage der Parteien auf der Links-Rechts-Dimension und durch die von den Wählern bevorzugten Koalitionsbildungen. Hiermit übereinstimmende Ergebnisse wurden bei einer Datenanalyse auf der Ebene von

Wählergruppen erzielt. Die hier eindimensionalen Entfaltungs-Lösungen entsprechen für die Daten von 1969 und 1972 nicht der Links-RechtsDimension, sondern zeigen ein deutliches «Zusammenrücken» der jeweiligen Koalitionsparteien. Dies verdeutlichen die graphentheoretischen Repräsentationen, die eine dimensionale Interpretation ohnehin nicht oder zumindest weit weniger nahelegen. Die Ergebnisse sind zum großen Teil mit denen von PAPPI ( 1 9 8 3 ) zu vereinbaren, mit denen von NORPOTH ( 1 9 7 9 ) dagegen nur im Hinblick auf die Interpretation bezüglich der Koalitionsbildungen. Sie sind nur bedingt vergleichbar mit dimensionalen Repräsentationen deutscher Parteien aus anderen Untersuchungen, wie z.B. HOLTMANN

(1975),

GIGERENZER

(1981,

1982)

und

in denen teils spezifische Personengruppen (Studierende) und weitere Parteien untersucht (bei GIGERENZER und M A R X ) und teils andere Arten von Daten erhoben (SympathieEinschätzungen bei HOLTMANN, Assoziationsdaten bei MARX) und mit anderen Methoden ausgewertet wurden (multidimensionale Skalierung bei HOLTMANN und M A R X ) . Jedoch erscheinen die Ergebnisse von GIGERENZER für dessen Präferenzdaten mit der obigen Interpretation nicht unvereinbar. Für Ähnlichkeitsdaten (aufgrund von Ähnlichkeitsurteilen oder aus anderen Daten abgeleitet wie bei HOLTMANN und M A R X ) wäre es vorstellbar, daß der Einfluß von Koalitionsbildungen geringer wäre; in diesem Fall sollten Parteikonfigurationen aufgrund von Ähnlichkeitsdaten über die Zeit hinweg und bei wechselnden Koalitionen stabiler sein als solche aufgrund von Präferenzdaten. MARX ( 1 9 8 2 ) ,

249

Zeitschrift f ü r Sozialpsychologie 1 9 8 7 , 1 8 , 2 3 6 - 2 4 9

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I ^ H I

J

250

Van B l o k l a n d - V o g e l e s a n g : E i n d i m e n s i o n a l e E n t f a l t u n g

Eindimensionale Entfaltung, ergänzt durch ein Fehlermodell und einen Test über Quasi-Unabhängigkeit: Die NORPOTH-Daten R I A N W . VAN

BLOKLAND-VOGELESANG

Freie U n i v e r s i t ä t A m s t e r d a m

COOMBS' E n t f a l t u n g s m o d e l l w u r d e m i t FEIGIN & COHENS F e h -

COOMBS' U n f o l d i n g M o d e l h a s b e e n c o m b i n e d w i t h FEIGIN &

l e r m o d e l l v e r b u n d e n , u m zu einer p r o b a b i l i s t i s c h e n , j e d o c h

COHEN'S error m o d e l t o arrive at a p r o b a b i l i s t i c but n o n - p a r a -

n o n - p a r a m e t r i s c h e n Version d e s E n t f a l t u n g s m o d e l l s zu k o m -

metric version of the u n f o l d i n g model. W h e n a g r o u p o f

m e n . W e n n e i n e G r u p p e Beurteiler e i n e M e n g e v o n G e g e n -

j u d g e s r a n k s a c o l l e c t i o n o f o b j e c t s o n e m i g h t b e i n t e r e s t e d in

s t ä n d e n o r d n e t , interessieren d a b e i f o l g e n d e F r a g e s t e l l u n g e n :

f o u r q u e s t i o n s : (i) w h a t is t h e u n d e r l y i n g o r d e r o f t h e o b j e c t s

(i) w e l c h e ist die d e n G e g e n s t ä n d e n z u g r u n d e l i e g e n d e

( q u a l i t a t i v e J - s c a l e ) ? (ii) w h a t is t h e u n d e r l y i n g q u a n t i t a t i v e J -

O r d n u n g ( q u a l i t a t i v e J - S k a l a ) ? (ii) w e l c h e ist die z u g r u n d e lie-

s c a l e (if t h e r e is o n e ) ? (iii) h o w h o m o g e n e o u s l y d o j u d g e s a c t ?

g e n d e q u a n t i t a t i v e J - S k a l a ( s o es e i n e g i b t ) ? (iii) w i e g l e i c h -

(iv) is there a c r i t e r i o n o f s c a l a b i l i t y ? a n d (v) are j u d g e s ' pre-

artig h a n d e l n die Beurteiler? (iv) gibt es ein Kriterium der S k a -

f e r e n c e s ( q u a s i - ) i n d e p e n d e n t ? T h e p r o c e d u r e will be illustrat-

lierbarkeit? und (v) sind die P r ä f e r e n z e n der Beurteiler q u a s i -

ed w i t h a n e x a m p l e o n p o l i t i c a l party p r e f e r e n c e : t h e NOR-

unabhängig (quasi-independent)? Das Vorgehen wird durch

poTH-data.

ein B e i s p i e l p o l i t i s c h e r P a r t e i e n b e v o r z u g u n g

anhand

der

NORPOTH-Daten a n s c h a u l i c h g e m a c h t .

1. Einleitung Wir werden zuerst das Entfaltungs-Modell vorstellen, wie es von C O O M B S (1964) skizziert wurde. COOMBS' E n t f a l t u n g s - M o d e l l (COOMBS, 1964) b a -

siert auf der Analyse von vollständigen Präferenzrangfolgen. Jeder Beurteiler berichtet seine Präferenzrangfolge für eine Anzahl Objekte: I-Skala ((Individuelb). Es ist das Ziel der eindimensionalen Entfaltung, die zugrunde liegende Dimension (wenn es sie gibt) zu finden, auf der sowohl Objekte wie Individuen einzuordnen sind: J-Skala ( = Verbindung). Im eindimensionalen Entfaltungsmodell entsprechen die möglichen Präferenzreihen Abschnitten der J-Skala ((isotone Bereiche)). Der isotone Bereich AB ist eine Menge von Idealpunkten (Punkte höchster Präferenz des Beurteilers), die näher an A als an B liegen. In Ausdrücken des Entfaltungsmodells: AB korrespondiert mit dem Präferenzmuster AB (A wird B vorgezogen): BA korrespondiert mit dem Präferenzmuster BA (B wird A vorgezogen). Die J-Skala mit den vier Stimuli A, B, C und D enthält acht isotone Bereiche ( = zulässige Folgen): ABCD, BACD, BCAD, BCDA, CBAD, CBDA, CDBA, und

DCBA. Ein isotoner Bereich entsteht durch (Verflechten) aufeinanderfolgender Objekte von beiden Seiten des Idealpunktes. Nacheinander werden benachbarte Objekte links oder rechts vom Idealpunkt gewählt, so daß eine Objekt-Serie in absteigender Präferenzfolge entsteht. Wenn wir zwischen Skalen mit unterschiedlicher Mittelpunktfolge unterscheiden, gibt es zwei verschiedene J-Skalen (siehe A b b . l a und b): I. AB > CD ad < bc (ad kommt vor bc) II. A B C CD b c < ad (bc kommt vor ad) Ohne Beschränkungen in der Ordnung der Mittelpunkte gibt es also acht mögliche isotone Bereiche/zulässige Antwortmuster in der 4-Skala ABCD. Die Skala wird die qualitative J-Skala genannt. Mit Beschränkungen in der Ordnung der Mittelpunkte wird einer der isotonen Bereiche der vierten I-Skala ausgeschlossen (nur eine Rangfolge von ad und bc ist möglich), diese Skala wird quantitative J-Skala genannt. Eine qualitative J-Skala enthält 2 k_1 Folgen, eine quantitative J-Skala [ £ ]

+ 1

(k

ist d i e A n z a h l d e r

Objekte).

Also können wir für k = 4 zwei quantitative J-Skalen für jede qualitative J-Skala bilden. Bei größerem k sind es noch mehr.

251

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,250-257

Mittelpunkte I-Skala Nr.: Isotone Region:

Mittelpunkte I-Skala Nr.: Isotone Region:

(

bc

ad

ab

Ii

12

13

ABCD

BACD

U

BCAD BCDA

A

bd

cd Iß

17

CBDA

CDBA

DCBA

B

ab

Ii

A S CD

bc

12

13

BACD

BCAD

Abb.la

15

ad

L. CBAD

qd

bd

l5 CBDA

16

Abb. 1: Die beiden möglichen Mittelpunkt-Folgen für die 4-Skala ABCD: a d < b c (Abb.la) und b c < ad (Abb.lb).

D

C

Abb.lb

17

DCHA

COBA

COOMBS' Entfaltungsmodell-Technik sorgt nicht f ü r ein Fehlermodell oder ein Kriterium der Skalierbarkeit und ist daher nicht auf Situationen a n w e n d b a r , in denen unzulässige P r ä f e r e n z f o l gen a u f t r e t e n ((deterministisches M o d e l b ) . Es w u r d e n d a h e r e i n i g e ( p a r a m e t r i s c h e ) Wahrscheinlichkeitsmodelle entwickelt, die jedoch ziemlich speziell (Zufälligkeit der Idealpunkte oder Zufälligkeit der O b j e k t - P u n k t e ) und kompliziert sind. Wir suchen daher ein einfaches Modell, das dem deterministischen Entfaltungsmodell einen Wahrscheinlichkeitsaspekt (nonmetrisch oder n o n p a r a m e t r i s c h ) h i n z u f ü g t . Mit Hilfe von FEI-

1. 2. 3. 4. 5.

GIN & COHENS F e h l e r - M o d e l l m a c h t e n w i r d a s

I. FSC: säkular-klerikale Dimension II. SCF: sozial-freie U n t e r n e h m e n s - D i m e n s i o n III. SFC: links-rechts-Dimension

E n t f a l t u n g s m o d e l l probabilistisch, so daß die beobachtete Fehleranzahl mit der Anzahl der erwarteten Fehler verglichen werden konnte. Von der Analyse der Fehler können wir also das Maß der Ü b e r e i n s t i m m u n g ( H o m o g e n i t ä t ) zwischen den Beurteilern bestimmen. Aus diesem Maß k a n n ein Kriterium der Skalierbarkeit f ü r einen Datensatz abgeleitet werden. Im folgenden werd e n w i r z u e r s t d i e D a t e n s ä t z e v o n NORPOTH d i s -

kutieren: P r ä f e r e n z r a n g f o l g e n von f ü n f politischen Parteien in Deutschland (Abschnitt 2). Abschnitt 3 erläutert das Modell von FEIGIN & COHEN und Abschnitt 4 die A n w e n d u n g des Fehlermodells.

SPD CDU/CSU FDP NPD DKP

(: (: (: (: (:

Die drei a l t b e k a n n t e n u n d beliebtesten P a r teien sind S, C und F. Die extremen Parteien K und N sind relativ j u n g und u n p o p u l ä r . Daher werden wir versuchen, zuerst die P r ä f e r e n z e n f ü r die ersten drei Parteien zu entfalten. NORPOTH unterscheidet in seinem Artikel drei Dimensionen mit drei möglichen Skalen f ü r F, S u n d C:

Jede dieser drei Skalen hat mit jeder der anderen Skalen zwei Folgen gemeinsam. In den Stichp r o b e n von 1969 und ebenso von 1972 erhielten wir folgende H ä u f i g k e i t e n pro P r ä f e r e n z r a n g folge ( T a b . l ) : Jede J-Skala f ü r drei Items enthält vier P r ä f e renzmusterfolgen. D i e « b e s t e » J-Skala k a n n definiert werden als die, deren K o m b i n a t i o n der vier P r ä f e r e n z m u s t e r f o l g e n die g r ö ß t e Häufigkeit hat. Für den Datensatz von 1972 enthält die Skala

Tab. 1: 3-Skalen für

NORPOTH (1979) untersuchte P r ä f e r e n z r a n g f o l gen von Wählern f ü r fünf politische Parteien in Deutschland während der Wahlen von 1969 ( N = 9 0 7 ) u n d 1 9 7 2 ( N = 1 7 8 5 ) . NORPOTH b e -

stimmte f ü r beide Datensätze qualitative J-Skalen. Die f ü n f Parteien, die zu NORPOTHS Wahluntersuchungen gehörten, waren:

NORPOTHS

Datensätze.

1969er Skalen

2. D i e N ü R P O T H - D a t e n : W a h l e r g e b n i s s e v o n

1969 und 1972

Sozialdemokraten) Christdemokraten Liberale) Ultrarechte Partei) K o m m u n i s t i s c h e Partei)

Muster

FSC

FSC SFC SCF CSF CFS FCS

32 126 283 294

Gesamt % perfekter Fit

SCF

1972er Skalen

SFC

FSC

SCF SFC

32 126

76 639 307 468

76 639

283 294 146 26

146 26

736

749

330

1490

81

83

36

83

307 468 252 43

252 43

1070 1010 60

57

252

Van Blokland-Vogelesang: Eindimensionale Entfaltung

Tab. 2: 5-Skalen für NORPOTHS Datensätze. 1969

qualitativ Rangreihe

NORPOTH

1972

quantitativ

Autor

Autor

quantitativ

qualitativ NORPOTH

Autor

Autor

(1)

KSCFN

78

77

56

57

57

47

(2)

NSCFK

78

77

52

57

57

44

(3)

KFSCN

77

77

59

75

79

63

(4)

NFSCK

75

75

48

76

76

56

N=

FSC 83% der Wähler-Präferenzen ohne Fehler. Im 1969er Datensatz sind zwei Skalen fast gleich gut: Skala FSC enthält 82% der Wähler-Präferenzen ohne Fehler, Skala SCF 83 % . Die F-Partei belegt in den meisten Fällen den untersten Rang, tatsächlich wird sie von S und C «dominiert». Auch für die Quintuplen wurden sowohl qualitative wiequantitative J-Skalen bestimmt. Die folgende Tabelle 2 enthält die Prozentsätze von Personen, die ohne Fehler in die qualitativen/quantitativen Skalen paßten: Die Ergebnisse wurden m i t d e n e n v o n NORPOTH verglichen (NORPOTH

gibt nur die qualitativen Skalen an). Die erhaltenen qualitativen J-Skalen haben den K e r n S C F i F o l g e i l ) und (2)) oderFSC(Folgen (3)und(4)). RechtsoderlinksdiesesKernssinddie extremen Parteien, K und N, plaziert. Eigentlich gibt es in den Ergebnissen für die qualitativen Skalen von 1969 kaum einen Unterschied. Für den Datensatz von 1972 sind die Ergebnisse der Skalen (3) und (4) denen der Skalen (1) und (2) übergeordnet. Die quantitativen 5-Skalen sind differenzierter. SkalaKFSCN ist für beide Datensätze deutlich die beste. Aus Tabellen 1 und 2 schließen wir, daß die zugrunde liegende Dimension für die Daten von 1972 die FSC-(säkular-klerikale) Dimension ist, obwohl die Skala für alle fünf Parteien mehr nach einer rechts-links-Dimension aussieht.

907

1785

Reihenfolge, die von einem Beurteiler festgelegt wird, das Ergebnis eines Zufallvektors X der zugrunde liegenden Verteilung ist. Jedem der kItems kann ein P u n k t X zugeordnet werden, der eine normalverteilte Zufallsvariable mit dem Mittelwert Hj und der Varianz of (i = 1 k) ist. Es gibt eine Anzahl von Variationen dieses Modells. Ein besonderer Fall tritt ein, wenn die Punkte Xj als unabhängig angenommen werden. Dies

ist

das

THURSTONE-MOSTELLER-DANIELS-

Modell (DANIELS, 1950). Ein anderer Typ von Verteilungen für Rangdaten ist der nonparametrische: er hängt nicht von parametrischen A n n a h m e n ab. Dieser Typ von Verteilungen wurde von MALLOWS (1957) hergeleitet. Die Basis seiner Ableitung war das BRADLEY-TERRY-Modell (1952) f ü r Paar-Vergleiche. Ein Spezialfall in dieser Familie ist das Modell, das von FEIGIN & COHEN (1977,1978) vorgeschlagen wurde. Die Verteilung in diesem Modell hängt von zwei Parametern ab, die wir mit der Bez e i c h n u n g v o n FEIGIN & C O H E N ( 1 9 7 7 ) t o 0 u n d 0

nennen. Die erste ist eine Reihenfolge, die wie ein Lage-Parameter (docation p a r a m e t e n ) wirkt (co0 = (cü01, . . . , co0k), (). Der zweite Parameter ist ein nicht-negativer Verteilungs-Parameter (). Dem Modell von FEIGIN & COHEN zufolge ist die Wahrscheinlichkeit einer Rangfolge co, co = (COL . . . , co k ):

3 . FEIGIN & C O H E N S F e h l e r m o d e l l

Für die Analyse von Rangdaten wurden zwei wichtige Modelle vorgeschlagen (COHEN & MALLOWS, 1983). Im ersten wird angenommen, daß es eine zugrunde liegende k-dimensionale Normalverteilung gibt. Es wird angenommen, daß die

p((O | (Oq, 0)=Ke X((O>a> o), wo K eine Normierungskonstante ist, so daß sich die Wahrscheinlichkeiten zu 1 addieren und X(co 0 , co) die Anzahl von Diskordanzpaaren zwischen der Rangfolge und dem Lageparameter co0 ist. Wenn 9 = 0 ist, gibt es eine vollständige Übereinstimmung, und alle Beurteiler wählen die glei-

253

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1 9 8 7 , 1 8 , 2 5 0 - 2 5 7

che Rangfolge co0 aus (keine Streuung um co0), während 9 = 1 der uniformen Permutationsverteilung entspricht, wenn alle k! Permutationen gleich wahrscheinlich sind (keine Struktur in den Daten). Das Modell setzt voraus, daß alle Rangfolgen mit der gleichen Anzahl von Diskordanzpaaren in bezug zur Basisrangfolge gleichwahrscheinlich sind, oder entsprechend, daß Rangfolgen mit gleichem Kendalls T ( K E N D A L L , 1975) mit co0 gleich wahrscheinlich sind. Dies schließt mit ein, daß die Wahrscheinlichkeit von in Wechselbeziehung miteinander stehenden Objekten für jedes O b j e k t p a a r konstant ist. Das Modell von FEIGIN & C O H E N nimmt an, daß Beurteiler die gleiche latente Reihenfolge im Kopf haben und bei der Berichterstattung darüber Fehler machen. Ein niedriger Wert von 0 entspricht wenigen Fehlern, die von den Beurteilern gemacht werden. Je größer der Wert von 0 wird, desto mehr Fehler gibt es und desto unwahrscheinlicher wird die Existenz einer zugrunde liegenden (Präferenz-)Reihenfolge. Im Modell vdn FEIGIN & C O H E N wird nach einer Basisreihenfolge gesucht, die die geringste Anzahl von Inversionen gegenüber den individuellen Präferenzrangfolgen braucht. Im Entfaltungsmodell besteht eine JSkalaaus ( i ^ + l co 0 i (i=l,... (2)

+

zu äss

'

'8

en

F°'g

en

der J-Skala

entsprechen. Analog zu FEIGIN & C O H E N ist also die wahrscheinlichste J-Skala eine geordnete Anzahl von (2 ) + 1 zulässigen Folgen, die die geringste Anzahl von Inversionen gegenüber den individuellen Antwortmustern besitzt. In FEIGIN & C O HENS Modell ist die Maximum-LikelihoodSchätzung für 0 der Wert von 0, für den gilt: X = E e (X). Im Entfaltungsmodell kann 0 auf die gleiche Weise geschätzt werden, gemittelt über die zulässigen Folgen. Haben wir 0 erhalten, können wir E9(T) = 1 - 2 ( { ^ " ' X festlegen, E0(T) ist dabei eine lineare Transformation einer suffizienten Schätzfunktion von 0 (FEIGIN & C O H E N , 1978, p.206). Der Vorteil, EE(T) anstatt 0 zu benutzen, liegt darin, daß es eine bekannte Schätzung der Übereinstimmung zwischen den Beurteilern und ihren zugrunde liegenden Rangfolgen gibt, von der wir wissen, daß Oy).

Wir wollen nur Skalen mit niedrigem Wert von 0 betrachten; d.h. mit hoher Wahrscheinlichkeit soll Y < 3 sein. Daher werden alle Y > 3 zusammengefaßt: P e (Y = 0) = P(Y = 0 | X = 0) • P(X = 0 ) + . . . + P(Y = 0 | X = 3) • P e (XS>3). Im allgemeinen: P 0 (Y = y) = £ P(Y = y|x) • P 9 (X = x), ( x > y ) . Wir schätzen also 0 als den Wert von 0 für den Y = E 0 (Y). In den Tabellen 3a und 3b sind P e (X) und ebenso P e (Y) für ausgewählte Werte von 0 dargestellt. Tab. 3a: P e (X) für ausgewählte Werte von 0 und X

X

9 .1

.2

.25

Y

0 1 2 » 3

.66 .27 .06 .01

.43 .34 .16 .07

.34 .34 .19 .13

0 1 2 » 3

.80 .17 .03 .00

.63 .27 .08 .01

E e (X)

.42

.88

1.13

E e (Y)

.23

.48 .59

.1

.2 .25 .57 .30 .11 .02

Homogenität

Mit Y = Minimalzahl von Inversionen, um Präferenzmuster zulässig zu machen, ist es möglich, beobachtete Werte von Y mit erwarteten Werten von Y bei bestimmten gegebenen Werten von 0 zu vergleichen. Ein niedriger 0-Wert zeigt eine größere Homogenität unter den Beurteilern an. Ein Kriterium der Skalierbarkeit könnte somit eine obere Grenze für 0(0C) oder eine untere Grenze für E 0 ( T ) : Tc sein. Mit einem x 2 -Anpassungstest kann getestet werden, ob die beobachtete Verteilung der Y-Werte mit der erwarteten Verteilung von Y-Werten für ein bestimmtes 0 > 0C übereinstimmt.

4 . FEIGIN & COHENS F e h l e r m o d e l l a u f

NORPOTHS Datensätze angewendet

In Abschnitt 2 haben wir bereits die «beste» quantitative Skala erhalten. Jetzt bleibt noch die qualitative Kontrolle der Skala zu überlegen. Das Entfaltungsmodell liefert die Skala, FEIGIN & COHENS Fehlermodell gibt die Anzahl/den Prozentsatz der Fehler, die einem bestimmten Wert des Fehlerparameters 0 entsprechen. Ausgehend von der beobachteten Anzahl Inversionen Y, ist es möglich, 0 zu schätzen. Anschließend kann überprüft werden, ob das beobachtete Y mit dem 0-Wert in FEIGIN & COHENS Fehlermodell «paßt». Die errechneten Y-Werte für die beste J-Skala für NORPOTHS Datensätze werden in Tabelle 4 dargestellt. Für die 1969er Daten (ist) Y = 0.50, daherQ = .2 (s. Tabelle 3b). Für den Anpassungstest sind alle Tab. 4: Beobachtete Werte von Y für die gefundenen quantitativen Skalen in N O R P O T H S Datensätzen von 1969 und 1972. 1972

1969

Tab.3b: P e (Y) für ausgewählte Werte von GundY

9

Ein Kriterium zur Skalierbarkeit: unter Beurteilern

Y

Anzahl mitY

%

Anzahl mit Y

%

0 1 2 3 4 >4

534 312 47 7 7 0

58,88 34,40 5,18 0,77 0,77

1139 496 135 10 5 0

63,81 27,79 7,56 0,56 0,28

N

907

1785

Y

0.50

0.47

-

-

255

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,250-257

Y > 3 zusammengenommen. Wenn 9 = .2, ergibt der Anpassungstestx 2 =31.89, d f = 3 , p < .005. Für die 1972er Daten Y = 0.47, daher 9 = .2, x 2 = 3.88, df = 3, .25 < p < .50. Die 1972er Daten scheinen in FEIGIN & COHENS Modell zu passen, die 1969er Daten passen nicht. Daher müssen wir f ü r diesen Datensatz das Entfaltungsmodell zurückweisen. Nachdem wir 9 aus P 0 (Y) erhalten haben, können wir zu P e (X) überleiten, um E e (x) zu erhalten s. Abschnitt 3): E 2 ( t ) = 1 - 2 ^ ) " 1 E 0 ( X ) = .82 Der geschätzte Wert 9 von 9 kann benutzt werden, um den Grad der Homogenität unter den Beurteilern festzustellen: EE(X) = .82 (9 = .2). Die Zuweisung der Beurteiler zu zulässigen Folgen mit höchstwahrscheinlichen J-Skalen läuft auf verhältnismäßig geringe Variation der BeurteilerRangfolgen um diese Folgen hinaus (niedriges 9), also relativ hohe Konkordanz zwischen den manifesten und latenten Reihenfolgen (E 9 (T)= .82) der Beurteiler. Als Skalierungskoeffizienten können 9C undT c benutzt werden. F ü r j e d e s T c < .82 wären die 1972er Datensätze skalierbar.

5 . DAVISONS Q u a s i - U n a b h ä n g i g k e i t s - M o d e l l

auf NORPOTHS Datensätze angewandt Bei der Entfaltung einer Reihe von Präferenzrangfolgen nehmen wir an, daß Individuen und Stimuli entlang eines einzigen Kontinuums geordnet sind und daß Personen Stimuli so nahe an ihrer eigenen Position wie möglich bevorzugen. DAVISON (1979) stellt einen Test f ü r Unabhängig-

keit von Subjektwahlen vor, der eine Adaption von GOODMANS Quasi-Unabhängigkeits-Modell ist (GOODMAN, 1968). Dies bedeutet, daß Häufigkeiten f ü r das gefundene Präferenzmuster von der Popularität (Randhäufigkeiten) der separierten Stimuli vorhergesagt werden können. Wenn der Chi-Quadrat-Test zu einer Zurückweisung desQuasi-Unabhängigkeits-Modells f ü h r t , d a n n zeigen die Daten augenscheinlich Struktur. Im Entfaltungs-Modellfall wird mit der Nullhypothese getestet, ob die aufeinanderfolgenden Wahlen eines Individuums unabhängig (voneinander) sind. Im Entfaltungsmodell werden nicht nur große Anzahlen zulässiger Folgen erwartet, sondern auch Abhängigkeiten zwischen aufeinanderfolgenden Wahlen. Der zweite gewählte Stimulus sollte sich nahe dem ersten gewählten Stimulus auf der J-Skala befinden, daher können die erste und die zweite Wahl nicht unabhängig voneinander sein. Jeder Stimulus kann als erste, zweite, usw. Wahl auftreten. Bei Gültigkeit des Quasi-Unabhängigkeits-Modells ist es festgelegt, ob die Präferenzreihenfolge als «erste Wahl», «zweite Wahl», «erste und zweite Wahl» usw. vorhergesagt werden können. Wenn das stimmt, sind die Wahlen der Beurteiler «quasi-unabhängig». Nur wenn es Wechselwirkungen zwischen den aufeinanderfolgenden Wahlen von Individuen gibt, kann die Null-Hypothese der Quasi-Unabhängigkeit zurückgewiesen werden. U m die Quasi-Unabhängigkeits-Hypothese f ü r die NORPOTH-Datensätze zu testen, benutzen wir das B M D P 4 f - P r o g r a m m (DIXON, 1983). Ein Nachteil dieser Prozedur ist die große Anzahl von Zellen, die die Analyse von

Tab.5: Die NORPOTH-Daten für SPD, F D P und C D U / C S U : beobachtete und erwartete Häufigkeit unter der Null-Hypothese der Quasi-Unabhängigkeit. 1969

1972

Permutation

Obs

Exp

Abweichung 2 ln(o/e)

•FSC *SFC *SCF »CSF CFS FCS

32 126 283 294 146 26

28.5 129.5 279.5 297.5 142.5 29.5

7.4 -6.9 7.0 -6.9 7.1 -6.5

Gesamt

907

907

G 2 = 1.10

* zulässige Folge für 3-Skala FSC.

Obs

Exp

Abweichung 2 ln(o/e)

76 639 307 468 252 43

91.2 623.8 322.2 452.8 267.2 27.8

-27.7 30.8 -29.7 30.9 -29.5 37.5

1785

1785

G 2 = 12.88

256 Rangdaten nach sich zieht. Mit vielen spärlich besetzten Zellen wird der G-Wert aufgebläht. Daher wendeten wir den Quasi-Unabhängigkeitstest nur f ü r die beste 3-Skala für die drei größten Parteien an. Dies wurde durch Vergleich der beobachteten Häufigkeiten mit den erwarteten Häufigkeiten unter dem Quasi-Unabhängigkeits-Modell für die sechs möglichen zulässigen Folgen beider Datensätze durchgeführt (s. Tabelle 5). Das für die Daten von 1969 und ebenso 1972 gefundene Verhältnis der Chi-Quadrat-Werte ist G 2 = 1.10 (df = 1, p = .30) und G 2 = 12.28 (df = 1, p = 00,03). Die Quasi-Unabhängigkeits-Hypothese kann daher für die 1969er Daten nicht abgelehnt werden, obwohl sie für die 1972er Daten zurückgewiesen werden m u ß . Die zwangsläufige Schlußfolgerung ist, daß zwischen den aufeinanderfolgenden Wahlen von Individuen der 1972er Daten Abhängigkeiten bestehen, während in den 1969er Daten keine gegeben sind: Häufigkeiten von aufeinanderfolgenden Präferenzwahlen für die politischen Parteien S, C und F können aus der Popularität dieser Parteien vorhergesagt werden.

6. Diskussion NORPOTHS Datensätze von 1969 und 1972 liefern sehr verschiedene, aber folgerichtige Ergebnisse. Die 1969er Daten erbrachten keine«beste» Skala. Fehlermuster konnten nicht durch FEIGIN & COHENS Fehlermodell erklärt werden, und die Häufigkeiten der Präferenzmuster stellten sich als quasi-unabhängig heraus. Die 1972er Daten hatten eine beste Skala und paßten in FEIGIN & COHENS Fehlermodell, aber nicht in das QuasiUnabhängigkeits-Modell. Daraus können wir schließen, daß NORPOTHS 1972er Daten eine Entfaltungs-Skala liefern, die 1969er Daten aber nicht. Dieden Daten von 1972 zugrunde liegende Reihenfolge ist FSC: die säkular-klerikale Dimension. Kombiniert mit DKP und N P D : KFSCN, sieht die Skala nach einer rechts-links-Skala aus. Möglicherweise wird durch die Hinzufügung von DKP und N P D eine zweite Dimension eingeführt, oder die Parteien änderten sich: in diesem Fall benötigt die zugrunde liegende Dimension eine andere Erklärung. Der Begriff der «besten» Skala kann mit «Einzigartigkeit» wiedergegeben werden: eine« beste»

Van Blokland-Vogelesang: Eindimensionale Entfaltung

Skala ist eine Menge von Mustern, die die Anzahl Inversionen von zulässigen Folgen einer J-Skala minimieren (eine maximale Wahrscheinlichkeitsschätzung). Wenn zwei verschiedene Skalen gleichermaßen die «besten» sind, gibt es keine einzigartige J-Skala. Dies war der Fall bei den 1969er Daten und wurde im Quasi-UnabhängigkeitsTest zum Ausdruck gebracht. Mit Hilfe eines Fehlermodells konnten die Abweichungen vom deterministischen Modell «erklärt» und somit in das Modell eingepaßt (integriert) werden. Auf diese Weise brauchen wir Fehlermuster nicht ausschließen. Für die 1972er Daten konnten die Abweichungen vom Entfaltungsmodell aus dem Fehlermodell von FEIGIN & COHEN erklärt werden, für die Daten von 1969 war das nicht möglich.

257

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1 9 8 7 , 1 8 , 2 5 0 - 2 5 7

Anhang M (Y, X ) für quantitative 5-Skala ABCDE. 1. A B C D E

2. B A C D E

3. B C A D E

0

1

2

3

0

1

2

3

1

1

3

0

0

4

1

2

2

0

0

4

2

1

2

6

0

9

2

1

5

3

0

3

1

2

4

e

3

7

10

8

15

3

1

2

8

4

4

9

11

4

0

1

2

3

4. B C D A E

0

1

2

3

1

2

2

0

0

4

9

2

2

4

3

0

9

15

3

15

5. C B D A E

1

4

7

3

5

10

10

3

6. C D B A E

*

0

1

2

3

1

2

2

0

0

9

2

2

3

4

0

9

15

3

2

4

6

3

15

2

6

9

10

3

2

3

0

0

1

2

3

1

2

2

0

0

4

i

2

2

0

0

4

2

2

3

4

0

9

2

2

4

3

0

3

2

4

5

4

15

3

2

3

8

2

6

9

9

4

6

9

11

0

1

8. C D E B A

7. C D B E A

4

9. D C E B A

0

1

2

3

1

2

3

1

2

2

0

0

4

1

2

2

0

0

4

1

2

2

0

0

2

2

5

2

0

9

2

2

4

3

0

9

2

2

5

2

0

9

3

2

3

9

1

15

3

2

5

5

3

15

3

1

4

9

1

15

6

10

11

1

6

11

8

3

5

11

11

1

10. D E C B A

0

1

2

3

1

2

2

0

0

4

2

1

5

3

0

9

3

1

3

7

4

15

4

10

10

4

4

11. E D C B A

X

0

1

2

3

1

1

3

0

0

2

1

3

5

0

9

i

1

2

5

7

15

3

8

10

7

4

Litera tur

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I

A

258

Van Schuur: Entfaltung der deutschen politischen Parteien

Entfaltung der deutschen politischen Parteien: Eine Beschreibung und Anwendung der multiplen eindimensionalen Entfaltung WlJBRANDT H . V A N SCHUUR Universität Groningen

Dieser Beitrag diskutiert eine Reihe von Problemen existierender Unfolding-Modelle und schlägt eine Analysestrategie vor, um diese Probleme zu überwinden. Die Strategie geht von dichotomen oder dichotomisierten Daten aus und leitet Entfaltbarkeitskriteria aus Informationen über geordnete Tripel von Stimuli ab. Eine eindimensionale Entfaltungsskala, die diesen Kriterien entspricht, kann für eine maximale Anzahl von Stimuli gefunden werden. Das Verfahren kann für vollständige oder teilweise Präferenzrangreihen angewendet werden, die zu «pick k/n»-Daten dichotomisiert werden, sowie für LiKERT-Ratingskalen, die zu «pick any/n»-Daten dichotomisiert werden. Die Prozedur kann auf große Datenmengen, wie Befragungsdaten, angewendet werden. Sie wird exemplifiziert an Präferenzen für fünf politische Parteien in Wahlbefragungen von 1969, 1972 und 1980. Eine dominante Links-Rechts-Dimension wird gefunden, und Verletzungen dieser Darstellung werden diskutiert.

Einleitung

Coombs' Entfaltungsmodell, zuerst 1950 publiziert, wird von vielen Methodikern der Sozialwissenschaften als ein ansprechendes Modell für die Analyse von Präferenzen angesehen. Einführungen in die Entfaltungstheorie erscheinen in vielen Lehrbüchern über Skalierung, und die Entwicklung von Computerprogrammen für die Entfaltungsanalyse wird bis heute weitergeführt. Trotz all dieser Anstrengungen sind Berichte über die erfolgreiche Anwendung von Entfaltungsmodellen selten, und die Entfaltungsprogramme haben ihren Weg in die allgemeinen Statistik-Programmpakete noch nicht gefunden. Es gibt zwei wichtige Gründe für die relative Unbeliebtheit des Entfaltungsmodells in der angewandten Sozialforschung. Ein Grund ist, daß die meisten Techniken für das Entfaltungsmodell die Verfügbarkeit von vollständigen Präferenzrangfolgen erfordern, was die Analysetechnik an eine recht unbeliebte Form der Datenerhebung bindet. Der zweite Grund ist, daß wir bis heute

This paper discusses a number of problems with existing unfolding models and proposes a strategy of analysis to overcome these problems. This strategy assumes dichtomous or dichotomized data, and derives unfoldability criteria from information about ordered triples of stimuli. A unidimensional unfolding scale conforming to these criteria can be found for a maximal subset of stimuli. This procedure can be applied to full or partial rank orders of preference, which are dichotomized to data, and to LiKERT-type rating scales, which are dichotomized to data. This procedure is applicable to large datasets, such survey data. As an example, the procedure is applied to preferences for five German political parties in electoral surveys in 1969, 1972, and 1980. A dominant left-right unfolding dimension is found, and violations of this representation are discussed.

noch nicht in der Lage sind, unvollständige Daten befriedigend zu entfalten. In diesem Aufsatz wird eine neue Vorgehensweise für eindimensionale Entfaltung vorgeschlagen, die eine Entfaltungsanalyse für nahezu alle Datentypen ermöglicht und die mehrere Techniken kombiniert, die schon früher für die Behandlung unvollständiger Daten vorgeschlagen wurden. Diese Vorgehensweise ist in ein Computerprogramm eingearbeitet, das MUDFOLD heißt - Multiple Uni-Dimensional UnFOLDing. Die Anwendung dieser Technik wird für die Entfaltungsanalyse der Präferenzen für fünf deutsche politische Parteien von deutschen Wählern in den Jahren 1969,1972 und 1980 gezeigt. Unvollständigkeit in den Daten kann entweder zufälligen Schwankungen oder systematischen Abweichungen vom eindimensionalen Entfaltungsmodell zugeschrieben werden. Zufällige Schwankungen kann man durch die Benutzungeines stochastischen anstelle eines deterministischen Modells in den Griff bekommen. Systematische Abweichungen vom eindimensionalen Ent-

259

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,258-273

faltungsmodell können auf mindestens vier Arten erklärt werden. Ich werde jeden der Gründe für UnVollständigkeit der Daten und die Strategien, die vorgeschlagen wurden, um trotz dieser Unvollständigkeit eine Entfaltungsskala entwickeln zu können, erläutern. (1) Mit der Abgabe von Präferenzurteilen beginnt ein Individuum, indem es das dominante Kriterium benützt, das für alle Personen zutrifft, aber im Verlauf der Evaluation der Reize, die nicht zu den bevorzugtesten gehören, kommen andere, mehr idiosynkratische Kriterien ins Spiel. Das dominierende Präferenz-Kriterium kann gefunden werden, indem man sich auf die ersten wenigen höchstbewerteten Präferenzen konzentriert, z.B. durch Dichotomisierung der Daten auf der Basis der Präferenzurteile. (2) Der Prozeß der Präferenzurteile ist in Wahrheit eher multidimensional statt eindimensional; z.B. spielen zwei oder mehr Präferenzkriterien eine unabhängige, aber gleichzeitige Rolle in allen Präferenzurteilen für alle Stimuli. In solchen Fällen wird ein multidimensionales Entfaltungs-Modell benötigt. (3) Die Stimulimenge ist nicht homogen in bezug auf die latente Entfaltungsdimension; sie enthält einen oder mehrere Stimuli, die Indikatoren einer jeweils anderen, latenten Eigenschaft (trait) sind. In diesem Fall sollte es dem Forscher erlaubt sein, nur die Untergruppe von Stimuli zu benutzen, die entfaltet werden können. (4) Die Personenmenge ist nicht homogen in bezug auf die latente Entfaltungsdimension. In diesem Fall sollte es dem Forscher erlaubt sein, nicht passende Personen zu entfernen.

Stochastische Entfaltung Stochastische Entfaltungsmodelle sind u.a. von SIXTL ( 1 9 7 3 ) , ZINNES & GRIGGS ( 1 9 7 4 ) , BECHTEL

( 1 9 7 6 ) u n d JANSEN ( 1 9 8 3 ) v o r g e s c h l a g e n w o r d e n .

In den meisten der vorgeschlagenen Entfaltungsmodelle wird angenommen, daß die Reihenfolge der Stimuli entlang der Entfaltungsdimension bereits bekannt ist und daß nur eine Parameterschätzung der Personen und Stimuli auf der Basis dieser Reihenfolge nötig ist. Tatsächlich ist aber die Reihenfolge der Stimuli meistens nicht im voraus bekannt, so daß diese Modelle nicht benutzt werden können, um eine Entfaltungsskala

zu finden. In anderen stochastischen Modellen wird die Wahrscheinlichkeit benötigt, mit der ein Subjekt einen Stimulus einem anderen vorzieht. Diese Information zu erhalten, ist oftmals unmöglich: es ist schon teuer und zeitraubend genug, die Person zu bitten, alle Stimulipaare in bezug auf die Präferenz einmal zu vergleichen; dies wiederholen zu lassen, steht im allgemeinen außer Frage. Nichtsdestoweniger scheint es eine vorteilh a f t e Strategie zu sein, das Kriterium der vollkommenen Darstellung zu lockern, um stochastische Darstellung zu ermöglichen. Ich werde darauf zurückkommen, wenn ich eine neue Strategie für eindimensionale Entfaltung vorschlage.

Analysieren vondichotomenDaten: und (pick k/n> Analyse

In einem Entfaltungsmodell wird angenommen, daß aufeinanderfolgend gewählte Stimuli in gewissem Sinn in abnehmendem M a ß e Substitute für die von der Versuchsperson am meisten bevorzugten Stimuli sind. Im Verlauf der Abgabe einer vollständigen Präferenzrangfolge für n Stimuli kann eine Person jedoch damit beginnen, auch andere Kriterien zu benutzen. COOMBS (1964) sprach in diesem Zusammenhang vom «portfolio»-Mod e l l , u n d TVERSKY ( 1 9 7 2 ) u n d TVERSKY & SAT-

TATH (1979) s c h l u g e n ein « E l i m i n a t i o n b y A s -

pects»-Modell (EBA) vor, in dem verschiedene Kriterien für Präferenz hierarchisch geordnet sind. Dieser Interpretation zufolge sollten wir, wenn wir überhaupt daran interessiert sind, das dominante, von allen Personen benutzte Kriterium zu finden, uns darauf beschränken, die ersten wenigen, am meisten bevorzugten Stimuli von den anderen zu unterscheiden: sonst laufen wir G e f a h r , idiosynkratische Zufallsschwankungen einzuführen. Die Unterscheidung der bevorzugten Stimuli von den übrigen kann durch Dichotomisieren der Präferenzantworten für jede Person geleistet werden. Dies geschieht, indem für jede Person der bevorzugteste Stimulus mit und die übrigenmit kodiertwerden. Der Schnittpunkt zwischen bevorzugten und nichtbevorzugten Stimuli hängt vom Datentyp ab. Im Fall von LIKERTSkala-Items können eine oder mehrere Antwortkategorien (z.B. «sehr gern») als (bevorzugte Antwort) angesehen werden. Die verbleibenden Kategorien werden dann als 0. Dies beschreibt die Situation einer binären Wahl (oder eines Paarvergleichs). Jede Person hat mindestens einmal aus dem Elementpaar gewählt, aber es ist nicht nötig, daß alle Personen gleich oft gewählt haben. Wir möchten die folgenden Voraussetzungen vorgeben: A . l (metrische Darstellung): Für jede Person besteht ein metrischer (psychologischer) Raum (X|, dj), wobei dj eine Distanz-Funktion

über XjXXj ist. Die Menge der Alternativen, S, wird in Xj abgebildet. A.2 (Präferenz als Abstand): Bei der Durchführung einer Wahl vergleicht eine Person i die vorhandenen Alternativen mit einem Ideal z,e X, und wählt die Alternative, die ihm am ähnlichsten ist: Ähnlichkeit ist eine fallende Funktion der metrischen Distanz d;. Oder, wenn Q die binäre Wahlfunktion ist, dann C:(x, y) = x iff dj(Zj, y) > d,(z,, x). A . l und A.2 besagen, daß wir eine Enfaltungssituation (COOMBS, 1 9 6 4 ) voraussetzen. Im folgenden beschränken wir uns auf den eindimensionalen Fall. Um die Bezeichnungen zu vereinfachen, werden wir die Symbole a, b, c , . . . , x, y , . . . benutzen, um die Alternativen in S und ebenso in seinem Abbild (Koordinaten) in dem Raum der S repräsentiert, zu bezeichnen. Wir werden die Tiefstellung des i bei X ; weglassen, wenn nur eine einzelne Person betrachtet oder ein einfaches X angenommen wird. A.3 (Eindimensionalität): Für jede Person (X, d|) gibt es eine metrische Linie. Der Abstand zwischen zwei Elementen x, y e X kann als der absolute Wert ihrer Koordinatendifferenz definiert werden: dtfx, y) = | x-y | . Die Abbildung von S in X wird gewöhnlich als J-Skala bezeichnet. Wenn nur die ordinalen Verhältnisse der J-Skala gemeint sind, nennen wir das die J-Ordnung. Es sollte beachtet werden, daß die J-Skala oder J-Ordnung nicht als bekannt angenommen wird, sondern aus dem Wahlverhalten der Person gewonnen werden muß. Man beachte ebenfalls, daß wir das Symbol J benutzen, ohne einzuschließen, daß die Skala oder Ordnung verschiedenen Personen gemeinsam ist. Um Unstimmigkeiten in den Wahlen zu erklären, betrachten wir Wahl als einen probabilistischen Prozeß. Die binäre Wahlwahrscheinlichkeit (binary choice probability, BCP), pt(x, y), ist definiert als die Wahrscheinlichkeit, mit der Person i Alternative x aus | x, y) bei einer zufällig ausgewählten Gelegenheit (wählt. Die folgende Annahme liefert eine Begründung für zufällige Inkonsistenz im Wahl verhalten: A.4 Der ideale Koordinatenwert einer binären Wahl ist eine Zufallsvariable zif mit kumulativer Verteilungsfunktion Hj und Mittelwert z,. Durch diese Annahme wird Unstimmigkeit in

284

Bossuyt& Roskara: Eindimensionale Maximum-Likelihood-Entfaltung

den Wahlen einer Person i zufälligen Veränderlichkeiten in der Umgebung des Ideals im psychologischen Raum (X, d¡) zugeschrieben. Dies ist selbstverständlich nicht der einzige Weg, um Unstimmigkeiten im Entfaltungsmodell auszuräumen. In einigen Modellen wird zufällige Varianz in der Umgebung der Alternativen angenommen ( B O S S U Y T & R O S K A M , 1985). Da es uns jedoch nur darum geht, eine allgemeine statistische Reihenbildungsstrategie vorzustellen, ziehen wir von A.4 unterschiedene Modelle nicht in Betracht. Verwandte probabilistische eindimensionale Entfaltungsmodelle sind von BECHTEL ( 1 9 6 8 ) , JANSEN ( 1 9 8 1 ) und SIXTL ( 1 9 7 3 ) vorgeschlagen worden, die alle recht strenge Annahmen über die Verteilungsfunktion H¡ machen. Diese strengen parametrischen Annahmen werden im vorliegenden Modell nicht benötigt, weil die exakte Form von H¡ weder die erhaltene Lösung noch das Verfahren beeinflußt. In der Folge organisieren wir die Wahlmöglichkeiten in einer Matrix. Wir haben für jede Person i eine Matrix, genannt die BCP-Matrix, in der jede Zeile und jede Spalte für ein Element von S in seiner simultanen Sequenzierung steht und in der der Eintrag in Zeile x und Spalte y p¡(x, y) enthält. Wenn die Sequenzierung der Zeilen und Spalten der BCP-Matrix eine J-Ordnung ergibt, nennen wir das eine entfaltete BCP-Matrix. Abgesehen von der J-Ordnung, die auf den Koordinatenwerten basiert, ist eine Rangreihenfolge der Alternativen, basierend auf dem BCP, die Dominanzrangfolge von S oder I-Skala der Person, falls, wann immer x y in dieser Rangfolge vorangeht, p¡(x, y) > p¡(y, x) gilt. Es besteht eine Dominanzrangfolge der Elemente in S für i, wenn (X, p¡) schwache stochastische Transitivität befriedigt, aber nicht umgekehrt. Zum Beispiel: wenn p(c, b) = .5, p(b, a) = .5 aber p(c, a) = .2 ist, ist die schwache stochastische Transitivität verletzt, aber diese Wahlverhältnisse sind kompatibel mit der I - S k a l a a > b > c . Die folgenden Annahmen bringen eine Struktur in die individuellen Räume (X, d¡): A.5 (gemeinsame J-Ordnung): Es gibt eine Rangfolge der Alternativen in X, die allen Personen gemeinsam ist. A.6 (gemeinsame Metrik): die Metrik ist für alle Personen gleich: d¡ = d für i = 1, N. Wenn die Annahmen A . l bis A.4 für eine einzelne Person gelten, können wir die J-Skala re-

konstruieren. Wenn für eine Stichprobe von Personen die Annahmen A.1-A.5 gelten, aber A.6 nicht, können wir am besten die gemeinsame JOrdnung rekonstruieren, was a\s qualitative Entfaltung (COOMBS, 1964) bekannt ist. Wenn aber auch A.6 gilt, können wir die Joint Metrie (X, d) wiedergewinnen. 2.2. Eigenschaften des

Mittelpunkt-Modells

In den folgenden beiden Unterabschnitten leiten wir eine Anzahl von durch die Annahmen A . l A.6 implizierten Eigenschaften ab, um so die J-Skala oder die J-Ordnung aus den Wahlmöglichkeiten zu gewinnen. Zuerst werden wir den Fall anhand einer einzelnen Versuchsperson erörtern und dann den Fall einer Personenstichprobe. 2.2.1.

Einzelpersonen

Für die zwei Alternativen x und y ist der Koordinatenwert des Mittelpunktes m xv : mxy=

'Afx + yJ,

(1)

wenn wir die Annahmen A.1-A.4 akzeptieren, gilt für die BCP folgendes: p f x , y) = Pr[ | z,rx | < | z,ry | ],

(2)

in der zi( für den Koordinatenwert von Versuchperson i's Ideal bei der zufällig gewählten Gelegenheit (steht. Man beachte, daß Gleichung (2) das sog. Einzelsampling aus der Idealverteilung der Person voraussetzt. Die Gleichungen (1), (2) und die Annahme A.4 führen zu: wenn x < y, dann: p,(x, y) = Prfzi(< mxyJ = H¡[mxy],

(3)

Zusätzlich zu (2) nehmen wir an: wennx = y, d a n n p i ( x , y ) = 'A.

(4)

Als nächstes beweisen wir zwei Theoreme für Mittelpunktmodelle (A.4). Wie im nächsten Abschnitt beschrieben wird, gilt Theorem 1 für die BCP jeder Person und ebenso für eine BCP-Gesamtmatrix von verschiedenen Personen. Theorem 2 gilt nur für jede individuelle BCP-Matrix, aber nicht notwendig auch für eine Gesamtmatrix. THEOREM

1 (Charakteristische Monotonie).

Wenn die Annahmen A . l - A . 4 gelten und keine zwei alternativen Koordinatenwerte gleich sind,

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1 9 8 7 , 1 8 , 2 8 2 - 2 9 4

285

gibt es eine Reihenfolge der Zeilen und Spalten der BCP-Matrix, (S, Pi), dergestalt, daß die Wahlmöglichkeiten in jeder Zeile sich von links in Richtung auf die Hauptdiagonale nicht vergrößern und sich von der Hauptdiagonalen nach rechts zu nicht vermindern, und diese Reihenfolge ist die J-Ordnung. Beweis: Theorem 1 ist eine Konsequenz der Definition über den Mittelpunkt (1), Gleichung (3) und der Tatsache, daß die Funktion HJ sich nicht vermindert. Wenn die J-Ordnung der drei Alternativen w < x < y ist, dann ist durch (1) und (3): m w x < mwy< mxy, pjw, x)

y) p(a, d) f ü r a < b < c < d . Man beachte, daß ¡S, S*, > r f j nur definiert werden kann, wenn die J-Ordnung bekannt ist, d.h. wenn die Bedingung charakteristischer Monotonie zutrifft. Diese Struktur kann jedoch nicht alle Axiome einer positiven Differenzstruktur erfüllen, weil> d nicht notwendig konnex (vgl. COOMBS, 1 9 6 4 , p. 1 3 8 , für ein Gegenbeispiel) und nicht notwendig archimedisch ist. Wie von KRANTZ et al. ( 1 9 7 1 , p . 4 2 6 - 4 2 8 ) erörtert, kann keine endliche Axiommenge hinreichend für alle endlichen Mengen sein. Daher spezifizieren wir die notwendigen und hinreichenden Bedingungen für ein Mittelpunktmodell, indem wir zeigen, daß es eine Menge linearer Gleichungen nach sich zieht, für die es eine Lösung gibt: THEOREM 2 ( Ü R E E N B E R G - M u s t e r ) .

Wenn es eine J-Skala gibt, die den Annahmen A . l - A . 4 genügt, dann gibt es für alle a b und c d eine Lösung für die Ungleichungenmenge: p(a, b)>p(c,

d) iff a + b> c + d

286

B o s s u y t & Roskam: Eindimensionale Maximum-Likelihood-Entfaltung

Beweis: Trivial. Korollar: Für irgendein a b c d e f in der J-Ordnung gilt: p(a, d) < p(b, c) & p(c, f ) < p(d, e) ~p(aj) aller (S, p), die in einer charakteristisch monotonen BCP-Matrix geordnet werden können. Man definiere eine zweite Teilmenge O c c MC aller (S, p), die zu einer konsistenten Menge linearer Ungleichungen über die Abstände zwischen den Alternativen führen. Wenn alle Annahmen gelten, haben wir Interesse an einem Test, der uns erlaubt, zwischen den folgenden Hypothesen zu wählen: H0: (S,p)eM. H,: (S,p)e-M

(17)

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1 9 8 7 , 1 8 , 2 8 2 - 2 9 4

293

Wir können diese Nullhypothese mit Hilfe eines verallgemeinerten Likelihood-Ratio-Test prüfen:

^ = S U P ( S , p)e / S U P f S , p)e*> (

L L

)

(18)

Da die Likelihood-Funktion existiert, kann dieses Verhältnis berechnet werden. Ein Nachteil dieses Verfahrens ist jedoch, daß das Verhalten der Teststatistik bislang unbekannt ist, wodurch es schwierig ist, einen Test mit einem spezifizierten Signifikanzniveau zu konstruieren. Simulationsstudien können immerhin einige Erkenntnisse über die statistischen Eigenschaften von X vermitteln.

4. Diskussion Die probabilistischen Entfaltungsmodelle für binäre Wahlen lassen sich in zwei Kategorien einteilen. Die erste Kategorie enthält die «Random Configuration Models» ( C R O O N , 1 9 8 6 ) . Diese Modelle sind anscheinend durch den T H U R S T O N E schen Skalierungsversuch angeregt. In ihnen wird angenommen, daß entweder die Koordinaten des Ideals und/oder die Alternativkoordinaten oder die Abstände zwischen Ideal- und Wahlalternative Zufallsvariablen sind. Beispiele sind die von BECHTEL ( 1 9 6 8 ) , C O O M B S , G R E E N B E R G & Z I N N E S ( 1 9 6 1 ) , CROON ( 1 9 8 6 ) u n d ZINNES&GRIGGS ( 1 9 7 4 )

vorgeschlagenen Modelle. Die zweite Kategorie enthält Modelle, die durch andere Skalierungsverfahren angeregt wurden. Beispiele sind das BTL-Wahlaxiom (SCHÖNEMANN & WANG, 1 9 7 2 ) , d a s

RASCH-MO-

dell (SIXTL 1 9 7 3 ; J A N S E N , 1 9 7 4 ) und das F E C H NERsche Skalierungsmodell (siehe BOSSUYT & ROSKAM, 1 9 8 6 ) .

Das vorliegende Modell gehört zur ersten Kategorie. Ihm fehlt jedoch ein Vorteil der anderen Modelle dieser Kategorie, da es keine exakten Schätzungen der Idealpunkt- und Alternativenpunktkoordinaten liefert. Die anderen Modelle können dies jedoch nur aufgrund viel strengerer Voraussetzungen leisten. BECHTEL ( 1 9 6 8 ) hat ein dem unseren sehr ähnliches Modell bestimmt, aber er nimmt an, daß die Verteilungsfunktion H ( . ) normal ist. Wie SIXTL ( 1 9 7 3 ) bewiesen hat, ist es wahrscheinlich, daß diese Annahme in den meisten Wahlsituationen verletzt wird. Ein Nachteil aller Modelle beider Kategorien ist, daß sie das Vorhandensein einer gemeinsamen

Matrix und a priori Wissen über die J-Ordnung voraussetzen. Die letztgenannte Bedingung ist nicht immer erfüllt, um so weniger, als das Auffinden einer zugrunde liegenden Reihenfolge das hauptsächliche Anliegen vieler Untersuchungen ist. Diese Modelle bieten keine klare Lösung für die Fälle, in denen die J-Ordnung der Alternativen nicht bekannt ist. BECHTEL ( 1 9 6 8 ) schlägt eine Wiederholung seines Parameterschätzverfahrens für alle möglichen Sequenzen der Alternativen vor, ein unangenehmes und teures Verfahren. Es gibt beträchtliche Belege dafür, daß die erste Bedingung - die Existenz einer JointMetrik - in der Praxis nicht immer erfüllt wird. Einiges von diesem Material wurde von COOMBS ( 1 9 5 0 , 1 9 6 4 ) vorgelegt; SHERIF & SHERIF ( 1 9 6 7 ) zeigten, daß es Situationen gibt, in denen eine JOrdnung ohne eine interpersonale Übereinstimmung über die Unähnlichkeiten zwischen den Alternativen besteht. Das Verfahren, das in diesem Aufsatz 4 vorgestellt wird, entdeckt die entfaltete Reihenfolge sogar, wenn es keine Maximum-LikelihoodJoint-Metrik gibt. Wenn es eine gibt, kann sie von der entfalteten Maximum-Likelihood-Mittelpunktreihenfolge und den davon abgeleiteten Ungleichungen geschätzt werden. Das Verfahren bietet ebenso die Möglichkeit zu testen, ob eine Joint-Metrik, eine Joint-J-Ordnung oder überhaupt keine Entfaltungsstruktur existiert. All das kann durch das verallgemeinerte LikelihoodRatio-Verfahren geprüft werden. Wie schon früher erwähnt, bleibt das Verhalten der Teststatistik größtenteils unbekannt. Inzwischen verfolgen wir ein Simulationsprogramm, um seine statistischen Eigenschaften festzustellen. Wir hoffen, daß wir die Ergebnisse in naher Zukunft vorstellen können.

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4 Ein Prototyp des Computerprogrammes ist über die Autoren erhältlich.

294

Bossuyt & R o s k a m : Eindimensionale M a x i m u m - L i k e l i h o o d - E n t f a l t u n g

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multidimensional u n f o l d i n g analysis. Psychometrika, 39, 327-350.

I

A

295

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987

Literatur Rezensionen DUCK, S. & PERLMAN, D. (Eds.). 1985. Understanding Personal Relationships - An Interdisciplinary Approach. London: Sage.

Complicated Affairs A N N ELISABETH A U H A G E N Universität Hamburg

Ein vielversprechender Titel: Understanding Personal Relationships - An Interdisciplinary Approach. Die psychologische Wissenschaft ist auf dem Wege, zwischenmenschliche Beziehungen zu verstehen, sagt sie. Bis vor kurzem noch obwohl im wirklichen Leben unbestritten präsent - waren Beziehungen wie Freundschaft, wie Liebe, vornehmlich eine Domäne von Philosophen, Theologen, Soziologen und Dichtern. Bezeichnenderweise fehlt im Index fast aller sozialpsychologischer Lehrbücher das Wort Freundschaft. Das könnte sich bald ändern: Seit dem Beginn der achtziger Jahre etwa hat sich eine neue Forschungsrichtung etabliert, die der «personal relationships». Als Ausgangspunkt dieser Entw i c k l u n g n e n n e n D U C K & PERLMAN ( K a p . 1 , T h e

thousand islands o f personal relationships: a prescriptive analysis for future explorations, p. 1) das innovative und immer noch aktuelle Werk v o n ROBERT H . H I N D E m i t d e m

bescheideneren

Titel «Toward Understanding Relationships» (HINDE, 1979). Der Ethologe stellt hier nicht nur eine Fülle von Studien aus dem Tier- und Humanbereich zusammen, sondern schlägt anhand einer Taxonomie von Variablen auch vor, wie man solche personal relationships forschungsmäßig in den Griff kriegen könnte. Seit jenem Zeitpunkt hat sich einiges getan. Konferenzen über personal relationships wurden

abgehalten, eine neue Zeitschrift gegründet, eine Reihe von Arbeiten und Büchern veröffentlicht. Hierzu gehört auch das vorliegende. Es ist ein typisches Exemplar: Namhafte Autoren kommen zu Wort, der Vielfalt unterschiedlicher Ansätze wird Rechnung getragen und, als Resultat bereits mehrjähriger Erfahrung, werden erste Ergebnisse kumulativer Forschung berichtet. Wer Lust hat, sich mit dem Bereich zwischenmenschlicher Beziehungen vertraut zu machen, sollte dieses Buch aufschlagen. Es bietet einen guten Überblick über Themen und Literatur der jungen Disziplin. Für bereits eingearbeitete Leserinnen und Leser spiegelt der Band den gegenwärtigen Stand der Forschung wider. Wie weit ist der Prozeß des Verstehens von personal relationships bislang gediehen? Wie tief geht dieses Verständnis? Sind die Phänomene ausreichend beschrieben, geordnet? Werden neben Wie- auch Warum-Fragen beantwortet? Wenn von einer neuen Disziplin, also einem neuen Teilgebiet der Wissenschaft, gesprochen wird - und das tun die Herausgeber - sollte man die Kriterien des Neuen offenlegen. Personal relationships - was ist darunter zu verstehen? Leider wird im Buch - mir ist auch keine andere Stelle bekannt - nicht definiert, welche Beziehungen eigentlich alle unter diesen Begriff fallen. S o müssen einige Beispiele genügen. Personal relation-

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Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987

Literatur Rezensionen DUCK, S. & PERLMAN, D. (Eds.). 1985. Understanding Personal Relationships - An Interdisciplinary Approach. London: Sage.

Complicated Affairs A N N ELISABETH A U H A G E N Universität Hamburg

Ein vielversprechender Titel: Understanding Personal Relationships - An Interdisciplinary Approach. Die psychologische Wissenschaft ist auf dem Wege, zwischenmenschliche Beziehungen zu verstehen, sagt sie. Bis vor kurzem noch obwohl im wirklichen Leben unbestritten präsent - waren Beziehungen wie Freundschaft, wie Liebe, vornehmlich eine Domäne von Philosophen, Theologen, Soziologen und Dichtern. Bezeichnenderweise fehlt im Index fast aller sozialpsychologischer Lehrbücher das Wort Freundschaft. Das könnte sich bald ändern: Seit dem Beginn der achtziger Jahre etwa hat sich eine neue Forschungsrichtung etabliert, die der «personal relationships». Als Ausgangspunkt dieser Entw i c k l u n g n e n n e n D U C K & PERLMAN ( K a p . 1 , T h e

thousand islands o f personal relationships: a prescriptive analysis for future explorations, p. 1) das innovative und immer noch aktuelle Werk v o n ROBERT H . H I N D E m i t d e m

bescheideneren

Titel «Toward Understanding Relationships» (HINDE, 1979). Der Ethologe stellt hier nicht nur eine Fülle von Studien aus dem Tier- und Humanbereich zusammen, sondern schlägt anhand einer Taxonomie von Variablen auch vor, wie man solche personal relationships forschungsmäßig in den Griff kriegen könnte. Seit jenem Zeitpunkt hat sich einiges getan. Konferenzen über personal relationships wurden

abgehalten, eine neue Zeitschrift gegründet, eine Reihe von Arbeiten und Büchern veröffentlicht. Hierzu gehört auch das vorliegende. Es ist ein typisches Exemplar: Namhafte Autoren kommen zu Wort, der Vielfalt unterschiedlicher Ansätze wird Rechnung getragen und, als Resultat bereits mehrjähriger Erfahrung, werden erste Ergebnisse kumulativer Forschung berichtet. Wer Lust hat, sich mit dem Bereich zwischenmenschlicher Beziehungen vertraut zu machen, sollte dieses Buch aufschlagen. Es bietet einen guten Überblick über Themen und Literatur der jungen Disziplin. Für bereits eingearbeitete Leserinnen und Leser spiegelt der Band den gegenwärtigen Stand der Forschung wider. Wie weit ist der Prozeß des Verstehens von personal relationships bislang gediehen? Wie tief geht dieses Verständnis? Sind die Phänomene ausreichend beschrieben, geordnet? Werden neben Wie- auch Warum-Fragen beantwortet? Wenn von einer neuen Disziplin, also einem neuen Teilgebiet der Wissenschaft, gesprochen wird - und das tun die Herausgeber - sollte man die Kriterien des Neuen offenlegen. Personal relationships - was ist darunter zu verstehen? Leider wird im Buch - mir ist auch keine andere Stelle bekannt - nicht definiert, welche Beziehungen eigentlich alle unter diesen Begriff fallen. S o müssen einige Beispiele genügen. Personal relation-

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Auhagen: Complicated A f f a i r s

ships oder, wie von mir hier im Deutschen als Übersetzung vorgeschlagen, «zwischenmenschliche Beziehungen» sind unter anderem: Freundschaften, Partnerschaften, Liebesbeziehungen, Familienbeziehungen, aber auch Nachbar- und Arbeitsbeziehungen 1 . Neuerungen und Unterschiede insbesondere im Vergleich zur klassischen Sozialpsychologie nimmt die Forschung über zwischenmenschliche Beziehungen in ihrem Gegenstand sowie in ihrer Theoriebildung und Methodik in Anspruch (vgl. a u c h DUCK & PERLMAN, p . 2 f f . ) :

Im -

-

-

-

-

-

Gegenstand: die Unterscheidung an sich und die separate Beschreibung und Analyse zwischenmenschlicher Beziehungen; die Einführung neuer Themen, die als eng im Zusammenhang mit personal relationships stehend aufgefaßt werden, wie Einsamkeit, Schüchternheit, soziale Unterstützung; die Analyse von realen, lang andauernden Beziehungen, statt der Frage, wie es zu diesen kommt; die Tendenz zu praktischen, angewandten Anliegen in Kombination mit dem Interesse an der Qualität der Beziehung, Beispiel: der Einfluß des Zustandes der Beziehung auf die Gesundheit; das nicht ausschließlich Sich-Konzentrieren auf die Interaktion - spielt sich doch vieles in Beziehungen außerhalb von Interaktion ab; die Betonung der Dyade als Teil von größeren Systemen, z.B. Netzwerken.

In der -

Theoriebildung:

die Betrachtung von zwischenmenschlichen Beziehungen als dynamischen Prozeß; eine geringere Betonung der Austauschtheorien; taxonomische Bestrebungen.

1 Die Formulierung «zwischenmenschliche Beziehungen» wird den Bezeichnungen «interpersonale Beziehungen», «persönliche Beziehungen» und «soziale Beziehungen» ausdrücklich vorgezogen. «Interpersonale Beziehungen» erinnern an den etablierten, aber differenten Begriff der interpersonalen Attraktion. Bei «persönlichen Beziehungen» könnte es zum Mißverständnis k o m m e n im Sinne von j e m a n d e m , der gute Beziehungen hat. «Soziale Beziehungen» schließlich hat eine zu weit gefaßte Bedeutung.

In der -

-

Methodik:

ein Zunehmen von Längsschnittstudien; die Tendenz weg vom Labor: Untersuchungen werden auch im täglichen Leben, in Privatwohnungen durchgeführt; eine stärkere Betonung externer sowie ökologischer Validität; das Verwenden von Felderhebungsmethoden.

Elf Kapitel, Vorwort, Literaturverzeichnis, gemeinsamer Personen- und Sachindex und eine kurze Vorstellung aller Autoren werden Neugierige im Inhaltsverzeichnis des Buches mit dem Untertitel «An Interdisciplinary A p p r o a c h » angekündigt finden. «Understanding Personal Relationships introduces the field by integrating central themes from the disciplines of social psychology, sociology, clinical psychology, and family studies», versprechen die Herausgeber im Vorwort. Was die Bandbreite anbetrifft, so haben sie nicht übertrieben. Schade aber, daß die einzelnen Kapitel ohne Bezug nebeneinander stehen. Hier hätten sich DUCK & PERLMAN um die aufstrebende Disziplin verdient machen können, indem sie eine integrierende Konzeption über zwischenmenschliche Beziehungen hätten entwerfen können, vielleicht sogar über das Buch hinaus bedeutsam. Womit sich Erforscher(innen) zwischenmenschlicher Beziehungen im einzelnen auseinandersetzen, soll der folgende kurze Überblick zeigen. Kann man mit einem Prototypenansatz eine Auffassung von Freundschaft herleiten, die dieses Konzept gut beschreibt und zudem zwischen verschiedenen Arten von Beziehungen (z.B. bester Freund, enger Freund, Liebe) zu differenzieren vermag? Man kann - zeigen DAVIS & TODD (Kap.2, Assessing friendship: prototypes, paradigm cases and relationship description). Als wichtige «Freundschaftsvariablen» wurden über Ratings herauskristallisiert: Akzeptanz, Respekt, Vertrauen, gegenseitige Unterstützung in diverser Form. Die Autoren vergleichen ihren Ansatz systematisch mit solchen ähnlicher Intention, beispielsweise mit dem von WRIGHT (Kap. 3, The Acquaintance description form). WRIGHT berichtet von der sorgfältigen Entwicklung eines Fragebogens zur Erfassung von Freundschaft und deren Abgrenzung von anderen zwischenmenschlichen Beziehungen. Krite-

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,295-299

rien der Freundschaft sind: eine freiwillige Interdependenz sowie eine Interaktion, die weniger vom Rollenverhalten her als vielmehr von den ganz persönlichen Anteilen im Wesen des einzelnen bestimmt ist. Neben Validierungsstudien liefert WRIGHT auch «inhaltliche» Resultate; z.B. Frauen sehen Freunde mehr als Ganzes, als Einheit, für Männer sind Teilaspekte vorherrschend, d . h . in manchem ist der andere ein Freund, in manchem nicht. Überraschend: In schon lang bestehenden Freundschaften fand WRIGHT keine Geschlechtsunterschiede. Präskriptive Regeln, welche dem Erreichen von Zielen in Beziehungen dienen sollen, postulieren ARGYLE & HENDERSON (Kap. 4, The rules of relationships). Über Ratings wurde die Bedeutung solch impliziter Regeln für 22 unterschiedliche Beziehungen bestimmt. Danach scheint ein recht großer Konsens zu bestehen, was Wichtigkeit und Angemessenheit der Regeln anbelangt. Ein interkultureller Vergleich von Stichproben aus J a p a n , Hongkong, Italien und Großbritannien ergab, daß nur eine Regel in allen Ländern für alle Beziehungen bestätigt wurde. Sie lautet: should respect the other's privacy. Einen persönlichkeitspsychologischen Ansatz wählte McADAMS (Kap. 5, Motivation and friendship). Er suchte nach Verbindungen der als Persönlichkeitsdimensionen aufgefaßten Motive, Intimitäts- und Machtmotiv, mit Mustern und Erfahrungen in engen Freundschaften, und fand sie. Menschen mit hoher Intimitätsmotivation erweisen sich u . a . als beziehungsbetonter, sie stellen sich mehr auf den Freund ein, ö f f n e n sich stärker. Menschen mit ausgeprägtem Machtmotiv dagegen möchten in Freundschaften lieber handeln, d . h . helfen, Ratschläge geben, Pläne machen, organisieren. Bei Kindern lassen sich ähnliche Tendenzen registrieren. Ein fundiertes und empirisch auch untermauertes Modell, welches sich mit Fragen der eigenen Leistung und der Selbstbewertung in bezug auf andere auseinandersetzt, stellen CAMPBELL & TESSER vor (Kap.6, Self-evaluation maintainance processes in relationships). Konstituierende Variablen des Modells sind psychologische Nähe von anderen Personen, Leistung (z.B. intellektuelle Leistung auf irgendeinem Gebiet) dieser nahen Personen, sowie die Relevanz dieser Leistung für die Selbstdefinition des Individuums. Mit zwei Arten von Prozessen kann es

297

auf die Leistung nahestehender Personen reagieren: Mit dem «reflectionprocess» - m a n sonnt sich in der guten Leistung des anderen Menschen. Oder mit dem «comparisonprocess» - m a n stellt einen Vergleich zwischen sich selbst und dem anderen an. Reflection- und Comparisonprozess haben, laut Modell, unterschiedliche Wirkung auf die Selbstbewertung, hier ein nicht gemessenes hypothetisches Konstrukt. Reflektionsprozesse wirken sich günstig, Vergleichsprozesse ungünstig auf die Selbstevaluation aus. Da die Dynamik des Modells ein Bestreben, die Selbstbewertung möglichst hoch zu halten, annimmt, werden hieraus Reaktionen vorhergesagt, die sich empirisch auch recht gut bestätigen ließen. Eheliche Kommunikation ist nicht nur bei Ehepaaren umstritten. DINDIA & FITZPATRICK (Kap.7, Marital communication: three approaches compared) stellen drei unterschiedliche Forschungsansätze dar, die sie systematisch vergleichen und evaluieren. Der «marital satisfaction approach» versucht zu klären, wie der Grad der allgemeinen Zufriedenheit in der Ehe mit Wahrnehmungen, Verhaltensweisen und Interaktionen von Ehepaaren verbunden ist. Spezifische Aspekte der Interaktion betrachtet der «marital interaction approach» mit der Absicht, die der Beziehung unterliegende Dynamik zu untersuchen. Klassifikation von Paaren und Beziehungen a u f g r u n d wichtiger Dimensionen leistet der «typological approach», in den auch die eigenen Arbeiten der Autorinnen, eine Einteilung und Charakterisierung von Paaren in sogenannte traditionelle, unabhängige und separate, fallen. Menschen mit unterschiedlicher Position im Produktions- und Reproduktionsprozeß sollten auch unterschiedliche egozentrierte Netzwerke haben. Diese Hypothese ü b e r p r ü f t e WELLMANN (Kap. 8, Domestic work, paid work and net work) mit einer Fragebogen- und Interviewstudie. Einige Resultate: Berufstätige Männer ohne Anteil an der Hausarbeit gaben als wichtigste Bezugsgruppen Geschwister, Freunde und Kollegen an. Menschen, die nur im Haushalt tätig sind, dies waren hier ausschließlich Frauen, meist mit Kindern, pflegen dagegen vornehmlich nachbarschaftliche Kontakte. Bei den Singles dominieren im Netzwerk laut eigenen Angaben intensive Zweierfreundschaften. Veränderungen im Leben haben Umstrukturierungen in den Netzwerken von Einzelpersonen

298

zur Folge. SHAVER, FUHRMAN & BUHRMASTER (Kap. 9, Transition to College: network changes, social skills and loneliness) versuchen, einen solchen Veränderungsprozeß abzubilden, indem sie Personen, die neu aufs College gekommen waren, viermal in Vierteljahresabständen zu verschiedensten Themen befragten. Außerdem ließen sie Variablen wie soziale Fertigkeiten, Einsamkeitsgefühle, State- und Traitangst und Zufriedenheit beurteilen. Erkenntnisse unter vielen: Zu Beginn einer neuen Lebensphase spielen soziale Fertigkeiten eine große Rolle. Sind Netzwerke erst stabil, erweisen sich social skills nicht mehr als gute Prädiktoren für die Zufriedenheit mit der Umgebung. Insgesamt schien für Studenten die Umstellung aufs College streßreicher zu sein als für Studentinnen. Einsamkeit ist eine Folge persönlicher Schwachpunkte, wie z.B. Schüchternheit, Angst in sozialen Situationen, einerseits und äußeren Faktoren, z.B. Trennungen, geographische Veränderungen, andererseits, vermuten JONES, C A VERT, SNIDER & BRUCE (Kap. 1 0 , Relational stress: an analysis of situations and events associated with loneliness). Unter dem Konzept des «relational stress» wenden sich die Autoren der Erforschung dieser externen Determinanten von Einsamkeit zu. Mit einer von ihnen entwickelten Rating-Skala läßt sich u . a . aktueller Beziehungsstreß erfassen. J e stärker dieser Streß e m p f u n d e n wird, desto mehr haben Menschen den Wunsch, die Situation zu meiden, ihr Verhalten zu ändern, desto mehr neigen sie dazu, sich zu zerstreuen. Die Auflösung von informellen Zweierbeziehungen ist nach BAXTER (Kap. 1 1 , Accomplishing relationship disengagement) kein punktuelles Ereignis, sondern ein sehr komplexer Prozeß. Dieser wird von der Forscherin auf Kommunikationsstrategien, systematische Variationen von Attributen und Individuen sowie Trennungsstrategien hin untersucht: Trennung ist nicht, wie oft vermutet, der umgekehrte Prozeß des Beginns einer Beziehung. Trennungsstrategien scheinen auf den Dimensionen Direktheit und Orientierung auf die andere Person zu variieren. Direktes Vorgehen bei einer Trennung wird bei Kindern beobachtet und bei Erwachsenen, die nicht so stark auf ihre Geschlechterrolle fixiert sind, und auch, wenn es sich um eine enge oder romantische Beziehung handelte oder wenn die Partner zukünftigen Kontakt antizipieren.

Auhagen: Complicated Affairs

Mehr als einen Anriß der Inhalte, als ein Neugierigmachen auf Einzelheiten, kann diese skizzenhaftige Rundschau der Themen des Buches nicht sein. Keinesfalls wird sie dem Forschungsa u f w a n d gerecht, der sich hinter den in wenigen Worten und nicht erschöpfend dargestellten Resultaten verbirgt. Die meisten Aufsätze des Bandes stellen ein Resümee vieler Einzelstudien dar; immer wird dem Neuling der Einstieg ins jeweilige Sujet mit einem Literaturüberblick erleichtert. Erfreulich auch o f t die Diskussionen, die bescheiden den Stellenwert der eigenen Arbeit herausarbeiten und versuchen, neue Wege aufzuzeigen. Understanding personal relationships - neuer Gegenstand, neue Methoden, neue Theorien wieviel von dem Anspruch ist im Buch zu erkennen? Am besten, so meine ich, ist dies ehrgeizige Ziel im inhaltlichen Bereich verwirklicht: Deutliche Unterschiede zeigen sich zur klassischen Sozialpsychologie. Auf seiten der Erhebungsmethodik kann man Experimente, Feldstudien, sogar zwei Feldexperimente, registrieren. Wenngleich Fragebogen, Interview und Ratingskalen bei der Datenerhebung dominieren, läßt sich doch ein neuer Impetus, ungewöhnliche Techniken zu verwenden, feststellen. Beispiele:, «Paradigm case proced u r e » (DAVIS & TODD): ein a n p h ä n o m e n o l o g i -

sches Vorgehen erinnerndes Verfahren zur Darstellung behavioraler P h ä n o m e n e im Alltagsgeschehen; «Third party technique» (WRIGHT): Gute Bekannte der Versuchspersonen werden als I n f o r m a n d e n über bestimmte Kognitionen der Versuchsteilnehmer zwischengeschaltet; «Experience sampling» (MCADAMS): Nach einem Zeitstichprobenplan werden Erleben und Verhalten von Menschen im Feld mit Hilfe eines Signalgebers und einer Registriereinheit erhoben. Nicht so originell stellen sich die Autorinnen und Autoren des Buches bei der Datenauswertung dar: Sie bewegen sich fast ausschließlich auf dem vertrauten Boden des Allgemeinen Linearen Modells. Ob dessen Verwendung im einzelnen Fall angebracht ist, wird nicht hinterfragt. Welchen theoretischen Stand aber hat die Forschung über zwischenmenschliche Beziehungen? Den Hauptschwerpunkt bilden zur Zeit die Deskription und Klassifikation von Konzepten. Dagegen ist zunächst nichts einzuwenden - hat doch HUSSERL der Psychologie empfohlen, ihre Be-

299

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1 9 8 7 , 1 8 , 2 9 5 - 2 9 9

griffe gründlich zu klären. Schade wäre nur, wenn der neue Schwung allzu schnell in eingetretene P f a d e münden würde, wenn sich die Personal-Relationship-Forschung mit aus Fragebogendaten gewonnenen Dimensionen begnügen würde. Eine übergreifende Taxonomie oder gar Theorie zwischenmenschlicher Beziehungen ist auch außerhalb dieses Bandes - nicht in Sicht, wäre aber nicht nur ein Erkenntnisfortschritt, sondern auch ein Aushängeschild gegenüber anderen Disziplinen, von denen sich das Gebiet der personal relationships abzugrenzen wünscht. Vorhersage und Erklärung von Erleben und Verhalten wird in «Understanding Personal relationships» noch wenig betrieben, und wenn, dann meist als implizite Schlußfolgerung aus Ergebnissen oder als Vermutungen und Gedanken in Diskussionsteilen. Modelle und Theorien, die dies leisten könnten, werden kaum beschrieben. Als positiv ist hier das Self-Evaluation-Maintainance-Modell von CAMPBELL & TESSER zu nennen, das fast schon die Bezeichnung Theorie verdient. « A look ahead» wagen D U C K & PERLMAN ( p . l O f f . ) und schreiben, wie sie sich die Weiterentwicklung der Disziplin vorstellen. Ihre wichtigsten Vorschläge sind: -

den negativen Aspekten in zwischenmenschlichen Beziehungen mehr Beachtung schenken; '- die Entstehung von zwischenmenschlichen Beziehungen als Prozeß auffassen und erforschen; - insgesamt eine noch stärkere Betonung auf Prozesse in personal relationships legen; - die relative Position einzelner Beziehungen im Gesamtfeld zwischenmenschlicher Beziehungen deutlich machen; - Verhaltensunterschiede untersuchen zwischen verschiedenen Stadien und Arten von Beziehungen sowie unterschiedlichen Menschengruppen; - typische Ereignisse in Beziehungen näher beleuchten. Diese Liste möchte ich um einige mir ebenfalls wichtig erscheinende P u n k t e erweitern:

-

-

-

Es fehlen, wie schon gesagt, nicht nur eine integrative Theorie über zwischenmenschliche Beziehungen, sondern auch Theorien zu speziellen Beziehungen wie Partnerschaft oder Nachbarschaft. Hierbei wäre darauf zu achten, daß Theorien und verfügbare empirische Resultate nicht allzuweit auseinanderklaffen, wie das m . E . beispielsweise bei den Austauschtheorien der Fall ist. Ihre A n n a h m e n sind so global formuliert, daß eine a d ä q u a t e empirische Ü b e r p r ü f u n g in real bestehenden Beziehungen kaum stattfinden kann. Damit eine zwischenmenschliche Beziehung zustande k o m m t , sind zwei Personen nötig. Es wundert daher, daß fast alle Forschungsansätze bislang nur auf das Individuum ausgerichtet sind. U m einen Einblick in das Funktionieren von Beziehungen zu erhalten, sollten auch Paare, und zwar nicht nur im Experiment, sondern auch im Feld, mit Längsschnittstudien untersucht werden. Als gewinnbringend sehe ich auch eine stärkere Ausrichtung der Forschung auf das Verhalten an. Betrachtet m a n Verhalten im BARKERschen Sinne als einen fließenden Strom, so hätte m a n im Fall von zwischenmenschlichen Beziehungen zwei zumindest teilweise aufeinander ausgerichtete Verhaltensströme, aus denen beispielsweise Sequenzen oder Kontingenzen herausgefiltert werden könnten.

Understanding personal relationships - wieviel verstehen wir im Augenblick wirklich von zwischenmenschlichen Beziehungen? Überlassen wir die Antwort den Autoren des Buches (CAMPBELL & TESSER, p.134): «Even the most casual Student of relationships cannot help but be impressed by the fact that relationships are complicated affairs».

Literatur HINDE, R . A . 1979. Toward understanding relationships. London: Academic Press.

Mikula: Kostproben der Beziehungsforschung

300

Kostproben aus der Beziehungsforschung GEROLD MIKULA Universität Graz

Die Herausgeber des hier zu rezensierenden Bandes nennen im Vorwort als Zielsetzung ihres B u c h p r o j e k t s , mit dem neuen interdisziplinären Gebiet der Beziehungsforschung b e k a n n t z u m a chen, indem zentrale T h e m e n aus den Disziplinen Sozialpsychologie, Soziologie, Klinische Psychologie und F a m i l i e n f o r s c h u n g in einem Band vereint dargestellt werden. Bevor wir uns mit dem Inhalt des Buches auseinandersetzen, seien zunächst einige f ü r eine Beurteilung des Werkes nützliche H i n t e r g r u n d i n f o r m a t i o n e n gegeben. In den sechziger und f r ü h e n siebziger J a h r e n w a r e n die E n t s t e h u n g zwischenmenschlicher Anziehung (interpersonaler A t t r a k t i o n ) bei einander bisher u n b e k a n n t e n P e r s o n e n und die dabei wirksamen D e t e r m i n a n t e n ein beliebtes Forschungsthema in der Sozialpsychologie (vgl. z.B. L I N D Z E Y Ä BYRNE, 1 9 6 9 ; BYRNE & GRIFFIT, 1 9 7 3 ;

MIKULA, 1975, 1977). A b der zweiten H ä l f t e der siebziger J a h r e h a b e n sich d a n n die U n t e r s u c h u n gen einschlägig interessierter Sozialpsychologen z u n e h m e n d weg von der Analyse von Ersteind r ü c k e n und hin auf die E r f o r s c h u n g der Entsteh u n g , Entwicklung u n d D y n a m i k längerfristiger zwischenmenschlicher Sozialbeziehungen orientiert. (Nähere Details dieser T r e n d ä n d e r u n g werden im Einleitungskapitel des zu rezensierenden B u c h e s v o n D U C K & PERLMAN b e i HUSTON & L E VINGER ( 1 9 7 8 ) s o w i e b e i MIKULA ( 1 9 8 4 ) a n g e s p r o -

chen.) Natürlich fällt die E r f o r s c h u n g zwischenmenschlicher Beziehungen nicht ausschließlich in die D o m ä n e der Sozialpsychologie. Vertreter anderer psychologischer Teilgebiete, wie z . B . der Klinischen u n d der Entwicklungspsychologie, aber auch anderer Wissenschaftsdisziplinen, wie der Soziologie, K o m m u n i k a t i o n s w i s s e n s c h a f t , F a m i l i e n f o r s c h u n g , Ethologie u n d A n t h r o p o l o gie, sind ebenfalls an diesem Themenbereich interessiert, wenngleich ihre Fragestellungen u n d M e t h o d e n z.T. von jenen der Sozialpsychologie

sehr verschieden sind. Wie h ä u f i g in ähnlich gelagerten Fällen h a b e n die Vertreter der einzelnen Fachrichtungen lange Zeit entweder ü b e r h a u p t keine oder zumindest nur beschränkt Notiz davon g e n o m m e n , was in den Nachbardisziplinen an einschlägiger F o r s c h u n g betrieben wurde. Seit einiger Zeit zeichnen sich jedoch erfreulicherweise Veränderungen dieses Z u s t a n d e s ab. Als ein erster wesentlicher Schritt in Richtung auf einen A b b a u der Schranken zwischen den verschiedenen Disziplinen wird von vielen das Erscheinen der M o n o g r a p h i e «Towards Understanding Relationships» des H u m a n e t h o l o g e n ROBERT

A.HINDE

(1979)

angesehen,

wo

der

A u t o r unter Einbeziehung von Forschungsergebnissen verschiedenster Fachrichtungen G r u n d l a gen f ü r eine systematische Beschreibung von Beziehungen erarbeitet. Weitere wesentliche Beiträge auf dem Weg zu einer interdisziplinären K o o p e r a t i o n bei der F o r s c h u n g wurden in letzter Z e i t v o n STEVE D U C K g e l e i s t e t . E r h a t i n d e r z w i -

schen 1981 und 1984z.T. gemeinsam mit ROBERT GILMOUR herausgegebenen f ü n f b ä n d i g e n Serie « P e r s o n a l Relationships» erstmals den Versuch u n t e r n o m m e n , Beispiele aus der in den verschiedenen Disziplinen erfolgenden F o r s c h u n g in größerer Zahl zusammenzustellen. Tatsächlich gewähren diese f ü n f B ä n d e einen ausgezeichneten Einblick in die g r o ß e Vielfalt von f ü r die Bezieh u n g s f o r s c h u n g relevanten T h e m e n sowie in die unterschiedlichen theoretischen Perspektiven und methodischen Ansätze. Ein zweiter, in die gleiche Richtung wirkender wichtiger Beitrag v o n STEVE D U C K ist i n d e r G r ü n d u n g d e s s e i t 1 9 8 4

bei Sage erscheinenden J o u r n a l of Social a n d Personal Relationships, einem sich explizit als interdisziplinär verstehenden P u b l i k a t i o n s o r g a n , zu sehen. Schließlich ist zu erwähnen, d a ß über die genannten Buchpublikationen hinaus in den letzten J a h r e n eine Vielzahl weiterer Werke er-

301

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,300-304

schienen sind, die zumindest teilweise auch Beiträge von Vertretern verschiedener Wissenschaftsdisziplinen enthalten (für eine Rezension einer Auswahl dieser Bücher vgl. MIKULA, 1984). Nach dieser kurzen Schilderung der Situation, in die hinein das Buch von D U C K & PERLMAN erschienen ist, soll im folgenden der Inhalt der im Band enthaltenen Beiträge skizziert werden. In dem von den beiden Herausgebern selbst verfaßten ersten Kapitel erfährt man zunächst einiges über die bisherige Entwicklung des Forschungsgebietes sowie über wichtige Veränderungen, die (speziell in der einschlägigen sozialpsychologischen Forschung) stattgefunden haben. Im Anschluß daran werden Schwerpunkte und Trends in den einzelnen an der Beziehungsforschung beteiligten Disziplinen dargestellt und Anregungen für die zukünftige Forschung gegeben. Erwähnenswert erscheint weiter, daß an mehreren Stellen des Kapitels ein ausgeprägtes Interesse der Autoren an einer Etablierung einer eigenen Wissenschaftsdisziplin zum Ausdruck k o m m t , die sich ausschließlich mit der (interdisziplinären) Erforschung interpersonaler Beziehungen befaßt. Ob dies für einen Fortschritt tatsächlich notwendig und wünschenswert ist, erscheint zumindest diskussionswürdig. Die zwei folgenden Kapitel berichten beide über die Entwicklung und Erprobung mehrdimensionaler Fragebogenverfahren zur Untersuchung von Freundschaftsbeziehungen, wobei die gewählten Forschungsansätze zumindest nach Meinung der Autoren ziemlich unterschiedlich sind. KEITH E.DAVIS hat in seinen Untersuchungen, über die er hier gemeinsam mit MICHAEL J.TODD berichtet, den deduktiven Weg gewählt, indem er von der Definition einer prototypischen Freundschaftsbeziehung oder, um dem Sprachgebrauch der Autoren zu folgen, von der Formulierung eines paradigmatischen Falles ausgeht. Verglichen dazu wählt PAUL H. WRIGHT, übrigens einer der ersten Sozialpsychologen, die sich der Erforschung spezifischer attraktionsbedingter Sozialbeziehungen zugewandt haben (vgl. WRIGHT, 1969), einen stärker induktiven Weg. Bei näherer Betrachtung sind die beiden Forschungsstrategien allerdings doch nicht so sehr verschieden. Unterschiede bestehen letztlich nur im Ausmaß, in dem die der Fragebogenkonstruktion zugrunde liegenden Vorstellungen von der Eigenart von Freundschaftsbeziehungen zu Beginn der For-

schungsarbeit expliziert wurden. Letztlich sind die von verschiedenen Freundschaftsforschern als relevant erachteten Beziehungscharakteris t i k a , wie DAVIS & TODD in einer i n t e r e s s a n t e n

Gegenüberstellung zeigen, abgesehen von terminologischen Unterschieden doch weitgehend die gleichen. Das nächste Kapitel stammt von den britischen Sozialpsychologen MICHAEL ARGYLE und MONIKA HENDERSON. E S berichtet über ein Forschungsprojekt, in dem, ausgehend von der Überzeugung, daß sich Regeln in Sozialbeziehungen nicht zufällig sondern stets «aus gutem G r u n d » entwickeln, versucht wurde, mehr über das Wesen verschiedener Formen von Sozialbeziehungen zu erfahren, indem die in ihnen wirksamen informellen Regeln analysiert wurden. Der Umfang und die Komplexität dieses interessanten Projekts bringen es mit sich, daß die hier abgedruckte Darstellung kaum befriedigen kann und wohl eher als Einladung zur Lektüre einer der ausführlicheren Publikationen dieser Autoren (z.B. ARGYLE & H E N D E R S O N , 1985) aufzufassen ist. Im f ü n f t e n Kapitel berichtet der Persönlichkeitspsychologe DAN P. MCADAMS über Untersuchungen, in denen individuelle Unterschiede in der Ausprägung der als zentral erachteten Motive nach Intimität und Macht in ihrer Bedeutung für die Gestaltung von Freundschaftsbeziehungen analysiert werden. Natürlich stellen personspezifische Variablen eine nicht zu vernachlässigende Einflußgröße auf Sozialbeziehungen dar, weshalb in einem Buch wie dem vorliegenden auch persönlichkeitspsychologische Forschungen vertreten sein sollen, um die Breite des Spektrums zu dokumentieren. Da der von MCADAMS gewählte theoretische Ansatz aber doch etwas zu einfach erscheint, erhebt sich die Frage, warum gerade er von den Herausgebern in die elitäre Runde von insgesamt elf Kapiteln a u f g e n o m m e n wurde, mittels derer ein Einblick in die Beziehungsforschung gegeben werden soll. D e n v o n JENNIFER D . CAMPBELL u n d

ABRA-

HAM TESSER im sechsten Kapitel geschilderten Untersuchungen liegt ebenfalls ein motivationales Konzept zugrunde, doch geht es hier um die Tendenz zur Aufrechterhaltung einer positiven Selbstbewertung. Nachdem Leistungen anderer Personen, mit denen ein Individuum Kontakt hat, Einfluß auf dessen Selbstbewertung haben

Mikula: Kostproben der Beziehungsforschung

302 k ö n n e n , interessiert die Autoren, wie das Individuum in Abhängigkeit von der Qualität der Leistungen, deren Relevanz für seine Selbstdefinition und seiner psychologischen Nähe zu der anderen Person vorgeht, um seine Selbstbewertung so positiv wie möglich zu erhalten. Zwar werden im theoretischen Modell und in den Untersuchungen der Autoren einige Aspekte zwischenmenschlicher Beziehungen ( z . B . die psychologische Nähe oder die affektive Bewertung des anderen) angesprochen, doch erscheint das zugrunde liegende Beziehungskonzept zu wenig spezifiziert, als daß dieser Ansatz Wesentliches zur Beziehungsforschung beitragen könnte. Wie dies auch zuvor bereits m e h r f a c h der Fall war, ist der Übergang zum T h e m a des nächsten Kapitels abrupt und unvermittelt. Die beiden KommunikationswissenschaftlerinnenKATHRYN DINDIA

und

MARY

ANNE

FITZPATRICK

liefern

eine kritische und informative Analyse der zur ehelichen K o m m u n i k a t i o n vorliegenden F o r schungsrichtungen. Wie sich herausstellt, verfolgen alle drei von den Autorinnen besprochenen Ansätze (marital satisfaction a p p r o a c h , marital interaction approach und typological approach) weitgehend gleiche Anliegen, nämlich verschiedene Typen ehelicher Beziehungen und deren kommunikationsspezifische Korrelate herauszuarbeiten. Unterschiede bestehen hauptsächlich darin, o b die Klassifikation von Beziehungen aufgrund theoretisch als wichtig erachteter Variablen oder aber direkt aufgrund von K o m m u n i kationscharakteristika erfolgt. Die Vorzüge und S c h w ä c h e n der einzelnen Ansätze werden ausführlich diskutiert. Der anschließende Beitrag des Soziologen BARRY WELLMAN betrifft wiederum eine völlig andere T h e m a t i k . Der Autor berichtet von einer Studie, in der die Zusammensetzung, Struktur und F u n k t i o n der sozialen Netzwerke von f ü n f verschiedenen Gruppen von Bewohnern eines Stadtteiles von T o r o n t o verglichen wurden, die sich in ihrer beruflich-gesellschaftlichen Rolle voneinander unterscheiden ( u . a . berufstätige M ä n n e r , Hausfrauen sowie durch B e r u f und Hausarbeit doppelt belastete F r a u e n ) . Der Beitrag ist für zwei Trends in der Beziehungsforschung charakteristisch: einerseits für die P o p u larität der Untersuchung sozialer Netzwerke und andererseits für die zunehmende Beachtung der wechselseitigen Beeinflussung von zwischen-

menschlichen Beziehungen und sie umgebenden umfangreicheren sozialen Systemen und Prozessen. Auch das ausgezeichnete Kapitel von PHILLIP SHAVER, W Y N D A L FURMAN u n d DUANE

BUHR-

MASTER b e f a ß t sich mit sozialen Netzwerken. Allerdings geht es hier um Änderungen im sozialen Beziehungsgefüge von jungen Erwachsenen anläßlich ihres Übertritts von der Schule zur Universität. Die Autoren untersuchten charakteristische Veränderungen im L a u f e des ersten Studienj a h r e s und die moderierende Wirkung verschiedener P e r s o n m e r k m a l e bei der Bewältigung dieser schwierigen Übergangsphase. Abgesehen von interessanten Befunden liefern sie auch anregende Überlegungen zum Konzept der Einsamkeit, zur Sinnhaftigkeit der Unterscheidung zwischen temporärer (state) und chronischer (trait) Einsamkeit und zum Z u s a m m e n h a n g zwischen sozialen Fertigkeiten und Einsamkeitserleben. Die Nützlichkeit einer Unterscheidung temporärer und chronischer Einsamkeit klingt auch im f o l g e n d e n B e i t r a g v o n WARREN H . J O N E S , RYL

W.CAVERT,

ROBIN

L.SNIDER

und

CHETERRY

BRUCE an, wo über Untersuchungen von Situationen und Ereignissen berichtet wird, die zu Einsamkeitserleben führen. Im letzten Kapitel des Buches beschreibt die Kommunikationswissenschaftlerin

LESLIE

A.

BAXTER ihre Forschungen über k o m m u n i k a t i v e Strategien, die beim Versuch der Beendigung oder Auflösung einer Beziehung im Gespräch mit dem Partner eingesetzt werden. Sowohl die S a m m l u n g und Klassifikation einschlägiger Kommunikationsstrategien als auch das von der Autorin vorgeschlagene komplexe Prozeßmodell von Beziehungsbeendigungen sind als wichtige und anregende Forschungsbeiträge einzustufen. Bedauerlich ist, daß die bisherigen Untersuchungen stets bloß a u f Berichten nur eines der beteiligten Beziehungsangehörigen a u f b a u t e n . Wie diese kurze Besprechung der Inhalte deutlich gemacht haben dürfte, sind die im B u c h von DUCK & PERLMAN abgedruckten Beiträge thematisch äußerst heterogen. D a r a u f wird noch zur ü c k z u k o m m e n sein. Zuvor sollen aber einige typische Charakteristika der in diesem B a n d berichteten Untersuchungen diskutiert werden, die für die gegenwärtige Beziehungsforschung auch allgemein gelten. Im Vergleich zu älteren sozialpsychologischen Arbeiten fällt zunächst einmal

Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987,18,300-304

303

vorge-

sensualer und dissensualer Wahrnehmungen von Interaktions- und Beziehungsaspekten sowie externer Ereignisse erlauben und damit auch die starke Individuumzentriertheit reduzieren helfen, die für die gegenwärtige Forschung doch sehr kennzeichnend ist. Zum Abschluß sei nochmals auf die im Buch behandelten Inhalte eingegangen. Wie einleitend erwähnt, haben sich die Herausgeber das Ziel gesetzt, durch die Präsentation ausgewählter Untersuchungen mit dem Gebiet der Beziehungsforschung bekannt zu machen. Dies ist wegen der großen Breite der bearbeiteten Themen keine leichte Aufgabe. Leider wurde sie hier auch nicht sehr zufriedenstellend bewältigt. Die große Heterogenität der Beiträge spiegelt zwar die f ü r das Forschungsgebiet charakteristische Vielfalt an Themen recht gut wider, doch hätte es allein für diese Dokumentation keines neuen Buches bed u r f t , da sie in letzter Zeit bereits mehrfach und

schlagen wurden, wertvolle Hilfe leisten.

z . T. ( s o z . B . i n d e r f ü n f b ä n d i g e n S e r i e v o n D U C K

Was das den Untersuchungen zugrunde liegende Datenmaterial betrifft, überwiegen sowohl in den bei D U C K & PERLMAN dargestellten Arbeiten als auch im gesamten Forschungsgebiet mittels Fragebogen, Beurteilungsskalen oder retrospektiver Berichte von Probanden gewonnene Verbaldaten. Beobachtungsverfahren werden demgegenüber, nicht zuletzt natürlich wegen des deutlich größeren Erhebungsaufwands, relativ selten eingesetzt. Dies gilt selbst für Themenbereiche, wo man es kaum erwarten würde, wie z. B. für die eheliche Kommunikation (vgl. den Beitrag von DINDIA & FITZPATRICK). Positiv angemerkt zu werden verdient der vermehrte Einsatz von tagebuchartigen Protokollierungen entweder anstelle von oder zusätzlich zu retrospektiven Berichten. Natürlich ist keines der beiden Verfahren dem anderen generell vorzuziehen, da es letztlich von der jeweiligen Fragestellung abhängt, welche Art von Beschreibung relevantere Informationen erwarten läßt. Zumindest handelt es sich aber um eine nützliche Ergänzung des Methodenarsenals. Bedauerlicherweise eher die Ausnahme als die Regel ist nach wie vor die Einbeziehung beider (aller) Beziehungsangehöriger in die Untersuchung. Zumeist werden Daten nur bei einem der Partner erhoben. Demgegenüber wären von einer Berücksichtigung beider Partner einige Vorteile zu erwarten. Unter anderem würde dies möglicherweise interessante Analysen kon-

& GILMOUR) noch wesentlich überzeugender erfolgt ist. Ihrem Inhalt nach sind die im Buch vereinten Beiträge zwar nicht untypisch für gegenwärtige Trends im Gebiet, gleichzeitig aber keineswegs so zentral, daß man sich nicht ebenso gut eine Auswahl völlig anderer Themen vorstellen könnte. Um so bedauerlicher ist es daher, daß die Herausgeber die von ihnen getroffene Auswahl so gut wie nicht kommentieren und begründen. Da sie auch keine Einleitungen zu bzw. Überleitungen zwischen den einzelnen Beiträgen verfaßt haben und auch kein Abschlußkapitel vorliegt, in dem zumindest Ansätze zu einer (bei der großen Verschiedenheit zugegebenermaßen nicht leicht zu leistenden) Integration der Inhalte geboten werden, bleibt der Leser bei seinem Versuch, zu einem annähernd kohärenten Bild von dem Forschungsgebiet zu gelangen, auf sich selbst gestellt. Abschließend muß daher festgehalten werden, daß das von D U C K & PERLMAN herausgegebene Buch trotz der Qualität der Mehrzahl der in ihm enthaltenen Beiträge bezüglich seiner Konzeption nicht überzeugen kann. Wäre es das erste Werk dieser Art, würde die Beurteilung vermutlich positiver ausfallen. In Anbetracht der großen Zahl verwandter Bücher, die in den letzten Jahren erschienen sind und ständig neu erscheinen, d ü r f t e es aber doch angemessen sein, etwas höhere Ansprüche zu stellen und sich mit anscheinend unsystematisch ausgewählten und mehr

a u f , daß die Forschung so gut wie ausnahmslos an Angehörigen längerfristig und unabhängig von der Untersuchung bestehender Sozialbeziehungen erfolgen. Darüberhinaus läßt sich wenngleich Studenten nach wie vor die bevorzugte Probandenpopulation darstellen - zunehmend häufiger eine Berücksichtigung anderer Alters- und Berufsgruppen und damit einhergehend natürlich teilweise auch anderer Arten von Beziehungen beobachten. Im Zusammenhang mit den untersuchten Beziehungsarten erscheint übrigens eine allgemeine Kritik angebracht. Nachdem bei der Etikettierung von Beziehungsformen zwischen verschiedenen Autoren z.T. beträchtliche Unterschiede bestehen (MIKULA, 1984), wäre eine genauere Charakterisierung der Eigenart der jeweils untersuchten Beziehungen äußerst wünschenswert. Hierbei könnten Beschreibungssysteme, wie sie unter anderem bei H I N D E ( 1 9 7 9 ) u n d KELLEY e t a l . ( 1 9 8 3 )

304

M i k u l a : K o s t p r o b e n der B e z i e h u n g s f o r s c h u n g

oder weniger zufällig aneinandergereihten Kostproben dessen, was zu zwischenmenschlichen Beziehungen so alles geforscht wird, nicht mehr zufrieden zu geben. Dies selbst dann, wenn sich die Mehrzahl der Kostproben, jede für sich allein genommen, als recht schmackhaft erwiesen hat.

Literatur ARCYLE, M . & HENDERSON, M . 1 9 8 5 . T h e a n a t o m y o f r e l a -

tionships. L o n d o n : H e i n e m a n n . BYRNE,

D . & GRIFFIT, W .

1973.

Interpersonal

attraction.

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1: Studying personal relationships. L o n d o n : A c a d e m i c press, (a) DUCK, S.&GILMOUR, R. (Eds.) 1981. P e r s o n a l relationships.

2: Developing personal relationships. L o n d o n : A c a d e m i c Press, (b) DUCK, S.&GILMOUR, R . ( E d s . ) 1981. P e r s o n a l r e l a t i o n s h i p s .

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HUSTON, T . L . ,

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HARVEY,

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Zeitschrift für Sozialpsychologie 1987

305

Neuerscheinungen

MANGHAM,

ABELES, R. 1987. Life-span perspectives and social psychology. H o v e , East Sussex: Erlb a u m , p p . 2 0 0 , p a p e r £ 19.95, h a r d cover £29.95.

BILLIG, M. 1987. Arguing and thinking. A rhetorical a p p r o a c h to social psychology. Cambridge: C a m b r i d g e University Press, pp.296, £22.50. EAGLY, A . H . 1987. Sex differences in social beh a v i o r . A social-role interpretation. Hove, East Sussex: E r l b a u m , p p . 8 4 , £ 13.95. FORGAS, J. P. 1987. Sozialpsychologie. Eine Einf ü h r u n g in die Psychologie der sozialen Intera k t i o n . Weinheim: Psychologie Verlags Union, p p . 3 8 0 , brosch. D M 48.— . FRIJDA, N . H . 1987. The emotions. Studies in E m o t i o n and Social Interaction. C a m b r i d g e : C a m b r i d g e University Press, pp.470, paperback £ 12.95, h a r d cover £ 35.—. GIFFORD, R. 1987. E n v i r o n m e n t a l psychology. Hemel H e m p s t e a d : Prentice-Hall, pp.480, £ 27.95. GILGEN, A . R . & GILGEN, C . K . 1 9 8 7 .

Interna-

tional h a n d b o o k of psychology. L o n d o n : Aldwych Press, a p p r o x . pp.700, cloth £ 75.—. GREENGLASS, E . R . 1987. A world of difference. G e n d e r roles in perspective. New York: Wiley, p p . 3 6 8 , $ 12.55. HACKER, P . M . S . 1987. A p p e a r a n c e and reality. A philosophical investigation into perception a n d perception qualities. O x f o r d : Blackwell, pp.240, £ 2 5 . — . H E U E R , H . & SANDERS, A . F . ( E d s . ) . 1 9 8 7 . P e r -

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Propa-

g a n d a a n d persuasion. People and C o m m u n i cation (Vol.18). L o n d o n : Sage, p p . 1 6 0 , paper £ 12,95, cloth £ 2 5 . — . LEVI, I. 1987. H a r d choices. Decision making under unresolved conflict. C a m b r i d g e : Cambridge University Press, pp.272, £ 25.—.

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c o m p a r i s o n , social justice a n d relative deprivation. H o v e , East Sussex: E r l b a u m , p p . 3 2 0 , p a p e r £ 23.95, h a r d cover £ 36.—. POTTER, J . & WETHERELL, M . 1 9 8 7 .

Discourse

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tionships. Sage Focus Editions. L o n d o n : Sage, p p . 3 1 2 , cloth £ 32.—. ROSENSTIEL, L . V. & STENGEL, M . 1 9 8 7 . I d e n t i f i -

kationskrise? Bern: H u b e r , p p . 2 0 5 , kart. D M 39.— . RÜEGSEGGER, R. 1987. Die Geschichte der Angew a n d t e n Psychologie 1900-1940. Ein internationaler Vergleich am Beispiel der Entwicklung in Z ü r i c h . Bern: H u b e r , p p . 3 1 9 , D M 55.—. SEARLE, S . R . 1987. Linear models for unbalanced d a t a . New York: Wiley, p p . 5 6 0 , $ 66.45. SEMIN, G . R . & KRÄHE, B . 1 9 8 7 . I s s u e s i n c o n -

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306

Titel und Abstracta EDELMAN, R. J. 1987. The psychology of embarrassment. Chichester/New York: Wiley, p p . X , 224, hard cover £ 2 4 . 5 0 .

subjektwissenschaftlicher Konzeptionen in der DDR; marxistische Philosophie; nomothetischer H a u p t s t r o m , phänomenologische Orientierung und kritisch-sozialwissenschaftliche Perspektiven in der Psychologie; Handlungstheorie. Der Band enthält außerdem eine Bibliographie des Gesamtwerks Klaus Holzkamps.» (Verlagstext)

Die früheste, im modernen Sinne des Wortes sozialpsychol o g i s c h e S t u d i e d e r V e r l e g e n h e i t w a r WILLY

HELLPACHS

«Vom Ausdruck der Verlegenheit» von 1913, deren (etwas verwischte) Spur sich noch in dieser jüngsten Monographie findet. EDELMAN versucht, aus den verschiedenen Theoriesträngen und aus Forschungsarbeiten in Klinischer und Sozialpsychologie, Persönlichkeits- und Entwicklungspsychologie ein Modell zu entwickeln, das den sozialkognitiven wie den physiologisch-verhaltensmäßigen Komponenten gerecht werden soll, die in die «Wahrnehmung und Attribution der Verlegenheit bei sich selbst und anderen» eingehen.

FRIELING, E . & SONNTAG, K . 1 9 8 7 .

RAINIO, K. 1986. Stochastic field theory of behavior. Commentationes Scientifiarium Socialium 34. Helsinki: Societas Scientifiarium Fennica, 34, pp.250, paperback. «Ziel des Buches ist es zu zeigen, wie Kurt Lewins klassisches topologisches System in eine moderne stochastische Theorie der Psychologie entwickelt werden kann. Diese Theorie basiert in Wahrscheinlichkeitskonstrukten auf den Hauptprinzipien LEWINS; außerdem gestattet sie Vorhersagen durch Computer-Simulationen.» (Aus der Zusammenfassung des Autors)

Lehrbuch

Arbeitspsychologie. Bern/Stuttgart: Hans Huber, 87 Abb., pp.224, paperback DM 39.—. «Auf dem Hintergrund der konkreten Arbeitssituation wird das gesamte arbeits- und betriebspsychologische Aufgabenspektrum systematisch dargestellt. Das Buch behandelt zusätzlich Gestaltungsaspekte menschlicher Arbeit z.B. räumliche Gestaltung von Produktionsstätten, Arbeitsumgebungsbedingungen, Arbeitszeit und Entlohnung, Arbeitsmittelgestaltung, Arbeitsorganisation und Qualifikation bei neuen Techniken. Der Behandlung Jugendlicher, älterer Arbeitnehmer und Leistungsgewandeiter im Betrieb wird besondere Beachtung geschenkt. Das Buch schließt mit einem geschichtlichen Abriß und einer Situationsbestimmung.» (Verlagstext)

MAIERS, W. & MARKARD, M . ( H r s g . ) . 1 9 8 7 . K r i -

tische Psychologie als Subjektwissenschaft. Klaus Holzkamp zum 60. Geburtstag. Frankf u r t / M . : Campus, etwa pp.240, brosch. DM44.—. «In dem Band sind drei Akzente gesetzt: Erstens eine Bilanz des Beitrags der Kritischen Psychologie zur Lösung des psychologischen Grundproblems, menschliche Subjektivität unreduziert wissenschaftlicher Objektivierung zugänglich zu machen; zweitens eine Auseinandersetzung mit Positionen und Konzepten der Kritischen Psychologie und deren Weiterentwicklung: drittens Überlegungen zur Lage der Psychologie und Perspektiven psychologischer Forschung. Neben kritisch-psychologisch orientierten Beiträgen sind in dem Band Ansätze repräsentiert, mit denen die Kritische Psychologie in unterschiedlicher Weise in Beziehung steht: sowjetische kulturhistorische Schule; Entwicklung

SCHULTZ-GAMBARD, J. (Hrsg.). 1987. Angewandte Sozialpsychologie. Konzepte, Ergebnisse, Perspektiven. Weinheim: Psychologie Verlags Union, pp.400, geb. DM 98.— . «Arbeitswelt, Rechtsprechung, Kriminalitätsbekämpfung, Strafvollzug, Umweltplanung, soziale Integration von Minoritäten, Gesundheitsvorsorge und -Versorgung gehören zu den Anwendungsgebieten, in denen die Sozialpsychologie zunehmend Einfluß gewinnt. Der vorliegende Band gibt erstmals für den deutschen Sprachraum eine Bestandsaufnahme der wichtigsten sozialpsychologischen Praxisfelder. Die Autoren diskutieren Konzepte, Perspektiven und Probleme anwendungsorientierter sozialpsychologischer Forschung und beschreiben überblickartig deren Entwicklungsstand in den verschiedenen Bereichen.» (Verlagstext)

GEHM, T H . & SCHERER, K . R . 1 9 8 7 . E m o t i o n s -

antezedente Faktoren als subjektive Dimensionierungskriterien emotionsbeschreibender Adjektive. Sprache & Kognition, 6(2), 51-63. «Es wird versucht, die Kriterien, nach denen Versuchspersonen die Ähnlichkeit von Emotionen beurteilen, mit einem umfassenden Konzept der Entstehung von Emotionen (Komponenten-Prozeß-Modell) in Verbindung zu bringen. Dazu wurden Ähnlichkeitsentscheidungen zu 235 semantisch voneinander abgrenzbaren Adjektiven mit Hilfe multidimensionaler Skalierungen und Clusteranalysen untersucht. Es ergaben sich deutliche Hinweise auf Beziehungen zwischen den Kriterien der Ähnlichkeitsentscheidun-

Zeitschrift f ü r Sozialpsychologie 1987,18,306-307

gen und im K o m p o n e n t e n - P r o z e ß - M o d e l l beschriebenen emotionsantezedenten F a k t o r e n . Die Autoren gehen davon aus, daß sich die Heterogenität bisheriger Taxonomien vor allem durch die Unterschiedlichkeit des jeweils untersuchten Materials und der mangelnden Systematik bei der U n t e r s u c h u n g der kognitiven Prozesse, die zu den einzelnen Ähnlichkeitsentscheidungen f ü h r e n erklären läßt.» (Abstract)

KRAMPEN, G. 1987. Entwicklung von Kontrollüberzeugungen. Thesen zu Forschungsgegenstand und Perspektiven. Zeitschrift für Entwicklungspsychologie und Pädagogische Psychologie, 14 (3), 195-227. « N a c h einem kurzen Überblick zur quantitativen Entwicklung der Forschungsarbeiten zum Konstrukt der Kontrollüberzeugungen im allgemeinen und zur Entwicklung von Kontrollüberzeugungen im speziellen werden Stand der und Perspektiven f ü r die Forschung zur Entwicklung von Kontrollüberzeugungen diskutiert. Dabei wird u . a . eine Übersicht zu 75 empirischen Studien, in denen die Altersabhängigkeit von Kontrollüberzeugungen untersucht wurde, gegeben. Die inkonsistente Befundlage kann durch Bezüge (1) zum untersuchten Altersbereich, (2) zur verwendeten Datenerhebungsstrategie und (3) zu Spezifika der verwendeten E r f a s s u n g s m e t h o d e n (Dimensionalität und Generalität) zumindest partiell geklärt werden. Bef u n d e über die Entwicklung von Kontrollüberzeugungen in spezifischen Entwicklungskontexten (familiäre, institutionelle und berufliche Sozialisation; kritische Lebensereignisse) werden z u s a m m e n g e f a ß t . Im Vordergrund stehen die folgenden fünf Thesen: (1) Kontroll- und Kompetenzüberzeugungen sind für menschliches Handeln und Erleben von zentraler Bedeutung; (2) Nach wie vor mangelt es an einer f r u c h t b a r e n und integrativen Theorie zu Kontrollund Kompetenzüberzeugungen; (3) Alternativen müssen für die E r f a s s u n g von Kontrollüberzeugungen entwickelt werden; (4) N o r m a t i v e Aussagen zu Kontroll- und Kompetenzüberzeugungen sind nur bei Bezug auf ein übergreifendes Entwicklungsmodell möglich; (5) Empirische Studien zur Entwicklung von Kontrollüberzeugungen sollten prospektiv, differentiell, multivariat, multifaktoriell, longitudinal und interventions-orientiert angelegt sein und (unterschiedliche) Entwicklungskontexte beachten.» (Abstract)

307

M A R X , W . , ENZINGER, A . , PASZYNA, C H . , R A U H , R . , SATTLER, H . & S C H R Ö G E R , E . 1 9 8 7 . D i m e n -

sionen der Gefühlsbegriffe. Eine Reanalyse auf der Basis einer Zufallsziehung von Emotionsbegriffen. Archiv für Psychologie, 139 (1), 1 5 - 2 2 . «Ziel der vorliegenden Untersuchung ist es, die dem Wortfeld der G e f ü h l s b e g r i f f e gemeinsamen semantischen Dimensionen zu analysieren. In einem Vorversuch wurden 89Vpn a u f g e f o r d e r t , G e f ü h l s b e g r i f f e a u f z u z ä h l e n . Aus den dabei abgegebenen 1271 N e n n u n g e n (verteilt auf 188 verschiedene Begriffe) w u r d e eine Zufallsstichprobe von 25 G e f ü h l s b e g r i f f e n gezogen. Diese 25 Elemente wurden anschließend einer Stichprobe von 30 Vpn als Reizwörter zum fortgesetzten freien Assoziieren vorgelegt. Auf der Basis der dabei erstellten Assoziationsverteilungen wurden d a n n Überlappungs-Koeffizienten als Ähnlichkeitsmaße zwischen je 2 Items berechnet. Die dabei anfallende Matrix von ÜK-Werten wurde einer N M D S unterzogen. In den zweidimensionalen euklidischen R a u m ließen sich empirisch die Dimensionen