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Kurzskala Soziale Dominanzorientierung (KSDO-3)

  • Autor/in: Aichholzer, J.
  • In ZIS seit: 2019
  • DOI: https://doi.org/10.6102/zis269
  • Zusammenfassung: Die Fragen der im Folgenden dargestellten Kurzskala Soziale Dominanzorientierung (KSDO-3) wurden im Rahmen der Austrian National Election Study (AUTNES) 2017 für allgemeine Bevölkerungsstichpro ... mehrben entwickelt und wurden bereits in weiteren Befragungen der Plattform für Umfragen, Methoden und empirische Analysen (PUMA) eingesetzt. Die vorliegende Kurzskala KSDO-3 stellt eine sehr ökonomische Erfassung von Sozialer Dominanzorientierung (SDO; Pratto et al., 1994) für Mehrthemenumfragen dar. Die Items orientieren sich an einer Übersetzung von Items der SDO7-Skala von Ho et al. (2015). Die Skala KSDO-3 eignet sich für Gruppenvergleiche und Korrelationsstudien in verschiedenen Modi, nicht jedoch für die Individualdiagnostik. Die Reliabilität fällt zudem unter formal geringer gebildeten Personen, insbesondere im Modus CAWI (Stichprobe 3), am geringsten aus. Die Verwendung der Skala wird in der Kombination dieser Personengruppe und Modus CAWI somit nicht empfohlen. weniger
    Abstract: The items of the present short scale Social Dominance Orientation (KSDO-3) were developed by the Austrian National Election Study (AUTNES) 2017 for general population surveys. The scale has fur ... mehrther been used in surveys of the Platform for Surveys, Methods and Empirical Analyses (PUMA). The scale KSDO-3 represents a very parsimonious measure of Social Dominance Orientation (SDO; Pratto et al., 1994) which is suitable for multi-topic surveys. The items are based on a translation of items in the SDO7 scale by Ho et al. (2015). The KSDO-3 scale is considered suitable for group comparisons and correlational studies in different modes, yet not for individual assessment scores. Reliability was lowest among lower educated respondents, especially in the CAWI mode (sample 3). Application of the scale in the aforementioned group together with being interviewed in CAWI is therefore not recommended. weniger
  • Sprache Dokumentation: deutsch
  • Sprache Items: deutsch, englisch (original)
  • Anzahl der Items: 3
  • Erhebungsmodus: Telefonische Interviews (CATI), Web-Surveys (CAWI)
  • Bearbeitungszeit: ca. 20 Sekunden (CAWI) bis 30 Sekunden (CATI) (Einschätzung des Autors)
  • Reliabilität: Cronbachs Alpha = .45 bis .74; Raykovs Rho = .50 bis .77
  • Validität: Hinweise auf Inhaltsvalidität, Konstruktvalidität (diskriminante und konvergente Validität) und Kriteriumsvalidität
  • Konstrukt: Soziale Dominanzorientierung
  • Schlagwörter: Soziale Dominanzorientierung, egalitär-antiegalitäre Einstellungen, politische Einstellung, Ideologie | Social Dominance, anti-egalitarian, egalitarian attitude, ideology, political attitude
  • Item(s) in Bevölkerungsumfrage eingesetzt: ja
  • Entwicklungsstand: validiert, normiert
    • Bei dem vorliegenden Instrument handelt es sich um eine deutschsprachige Adaptation von Items der SDO7-Skala von Ho et al. (2015). Der Wortlaut der Originalitems ist im Abschnitt „Skalenentwicklung“ zu finden.

       

      Instruktion

      (Optional:) "Nun einige Fragen zur Gesellschaft in [Land]".

      (Modus Computer Assisted Telephone/Personal Interviews, CATI/CAPI): "Treffen die folgenden Aussagen Ihrer Meinung nach sehr zu, eher zu, teils-teils zu, eher nicht zu oder gar nicht zu?"

      (Modus Computer-Assisted Web Interviews, CATI): "Wie sehr stimmen Sie den folgenden Aussagen zu?"

       

      Items

       

      Tabelle 1

      Items der Skala

      Nr.

      Item

      Polung

      1

      Jede Gesellschaft braucht Gruppen, die oben sind und andere, die unten sind.

      +

      2

      Der Versuch, alle sozialen Gruppen gleich zu machen, ist ungerecht.

      +

      3

      Gleiche Chancen für alle sozialen Gruppen muss oberstes Ziel sein.

      -

       

       

      Antwortvorgaben

      Verwendet wurde jeweils eine voll verbalisierte 5-stufige Antwortskala:

      1 - "trifft sehr zu", 2 - "trifft eher zu", 3 - "teils-teils", 4 - "trifft eher nicht zu", 5 - "trifft gar nicht zu".

       

      Auswertungshinweise

      Für die Bildung von Skalenwerten (einfacher Summenscore) werden laut der verwendeten Antwortskala die Items 1 und 2 rekodiert (Werte umgepolt), sodass höhere Werte schließlich höhere Soziale Dominanzorientierung indizieren. Personen mit "Weiß nicht"-Antworten oder "keine Angabe" auf einem oder mehreren Items werden aus der Analyse ausgeschlossen.

       

      Anwendungsbereich

      Die Skala wird für die Anwendung in heterogenen Bevölkerungsstichproben für Gruppenvergleiche und Korrelationsstudien als geeignet betrachtet und wurde bereits in telefonischen Interviews (CATI) und Web-Surveys (CAWI) eingesetzt. Aufgrund der mangelnden Reliabilität unter formal geringer gebildeten Personen, insbesondere im Modus CAWI (Stichprobe 3), wird die Verwendung der Skala in der Kombination dieser Personengruppe mit CAWI nicht empfohlen.

       

    Die Konstruktion der Kurzskala zur Messung von Sozialer Dominanzorientierung folgt dem theoretischen Konzept der "Social Dominance Orientation" (kurz: SDO; Pratto et al., 1994). Diese Einstellungsdimension drückt aus, inwieweit gruppenbezogene Ungleichheiten sowie gesellschaftliche Hierarchien zwischen sozialen Gruppen akzeptiert und befürwortet oder abgelehnt werden. Des Weiteren sollte eine subjektive Zielvorstellung, weniger eine Beschreibung der aktuellen gesellschaftlichen Verhältnisse gemessen werden. Das Konstrukt SDO wird in der Literatur, neben Rechts-autoritären Einstellungen (kurz: RWA), als eine zentrale ideologische Einstellungsvariable angesehen, die soziale und politische Orientierungen sowie Verhalten beeinflusst (z.B. Duckitt & Sibley, 2010). Theoretische Facetten der SDO sind darüber hinaus Gruppendominanz und Gruppen(un)gleichheit, die jedoch nicht in dieser Detailtiefe abgebildet werden konnten. Item 1 der Skala KSDO-3 zielt schließlich stärker auf die Facette Gruppendominanz ab, Items 2 und 3 erfassen hingegen stärker Gruppen(un)gleichheit als Facette von SDO.

     

    Itemkonstruktion und Itemselektion

    Ziel war die ökonomische Erfassung von Einstellungen, die SDO beschreiben, wobei zum Teil semantisch gegensätzlich gepolte Items eingesetzt werden sollten, um Akquieszenz zu vermeiden.

    Die Auswahl der Items der vorliegenden Studie orientierte sich an einer inhaltlich nahen deutschen Übersetzung von Items der SDO­7-Skala von Ho et al. (2015; Item 1: "An ideal society requires some groups to be on top and others to be on the bottom"; Item 2: "It is unjust to try to make groups equal"; Item 3: "We should work to give all groups an equal chance to succeed").

    Außerdem sollte die Übersetzung sprachlich einfach sein und gängigen Kriterien der Frageformulierung genügen (wie z.B. keine Verneinung, jeweils nur ein Stimulus). Die Fragen wurden intern im Projektteam (AUTNES, Expertise Wahlforschung) bzgl. ihrer inhaltlichen Validität diskutiert. Die Skala wurde erstmals in Stichprobe 1 (siehe unten) eingesetzt.

    Ausgeschlossene Items

    In allen hier genannten Studien/Stichproben (1, 2 und 3) wurden die drei oben genannten Items sowie ein zusätzliches Item eingesetzt (siehe Tabelle 7 zu Korrelationen dieses Items mit der Gesamtskala):

    ·         "Die soziale Ungleichheit in Österreich ist zu groß."

    Dieses Item wurde jedoch aufgrund jeweils mangelnder Trennschärfe und abträglichem Beitrag zur Reliabilität der Skala, speziell in Folgestudien, ausgeschlossen. Eine mögliche Erklärung ist der stärkere Bezug auf den konkreten Status Quo gegenüber einer allgemeinen Zielvorstellung der Gesellschaft (SDO).

    Ebenso ausgeschlossen wurde ein weiteres Item, das in Stichprobe 1 (siehe unten) eingesetzt wurde:

    ·      "Keine soziale Gruppe in der Gesellschaft sollte Vorrechte haben." (siehe Ho et al., 2015: "No one group should dominate in society").

    Wenngleich die Korrelation mit der Gesamtskala erwartungsgemäß hoch war (r = .43), war dieses Item vergleichsweise wenig trennscharf.

     

    Stichproben

    Stichprobe 1: AUTNES Comparative Study of Electoral Systems Post-Election Survey 2017 (Aichholzer et al., 2018). Daten dieser Stichprobe (n = 1203) wurden telefonisch (CATI) mittels einer Zufallsstichprobe erhoben. Feldzeit: 19.10.2017 bis 30.11.2017. Durchführung: ipr Umfrageforschung Dr. Richard Költringer. Verteilungen: Geschlecht: 49.6% männlich; Alter: M [min; max] = 49.7 [16; 94], SD = 17.8; Bildung: 14.2% max. Pflichtschule, 40.7% Berufsbildende mittlere Schule oder Berufsschule, 25.6% Höhere Schule mit Matura (Abitur), 19.5% Hochschule oder tertiäre Ausbildung. Befragte wurden für die Teilnahme nicht entlohnt. Der Datensatz beinhaltet ein Anpassungsgewicht (Poststratifikation), um systematisch unterschiedliche Teilnahmebereitschaft (nonresponse) auszugleichen.

     

    Stichprobe 2: PUMA Erhebung 5.1 (PUMA, 2019a). Daten dieser Stichprobe (n = 631) wurden als Web-Survey (CAWI) mittels einer Zufallsstichprobe aus dem Zentralen Melderegister (ZMR) erhoben. Feldzeit: 25.05.2018 bis 30.06.2018. Durchführung: Statistik Austria. Geschlecht: 50.4% männlich; Alter: M [min; max] = 43.0 [16; 74], SD = 16.4; Bildung: 10.5% max. Pflichtschule, 38.0% Berufsbildende mittlere Schule oder Berufsschule, 23.7% Höhere Schule mit Matura (Abitur), 27.8% Hochschule oder tertiäre Ausbildung. Befragte wurden für die Teilnahme mit 2 Euro (unkonditionales Incentive) + 5 Euro (Einkaufsgutschein nach Ausfüllen des Fragebogens) entlohnt. Der Datensatz beinhaltet ein Anpassungsgewicht (Poststratifikation), um systematisch unterschiedliche Teilnahmebereitschaft (nonresponse) und ein Oversampling von Personen mit Pflichtschulabschluss auszugleichen.

     

    Stichprobe 3: PUMA Erhebung 6.1 (PUMA, 2019b). Daten dieser Stichprobe (n = 1088) wurden als Web-Survey (CAWI) mittels einer Zufallsstichprobe aus dem Zentralen Melderegister (ZMR) erhoben. Feldzeit: 28.09.2018 bis 23.11.2018. Durchführung: Statistik Austria. Geschlecht: 51.0% männlich; Alter: M [min; max] = 42.5 [16; 74], SD = 16.0; Bildung: 8.8% max. Pflichtschule, 34.7% Berufsbildende mittlere Schule oder Berufsschule, 26.5% Höhere Schule mit Matura (Abitur), 30.1% Hochschule oder tertiäre Ausbildung. Befragte wurden für die Teilnahme mit 2 Euro (unkonditionales Incentive) + 5 Euro (Einkaufsgutschein nach Ausfüllen des Fragebogens) entlohnt. Der Datensatz beinhaltet ein Anpassungsgewicht (Poststratifikation), um systematisch unterschiedliche Teilnahmebereitschaft (nonresponse) und ein Oversampling von Personen mit Pflichtschulabschluss auszugleichen.

     

    Das Bevölkerungsuniversum von Stichprobe 1 ist die wahlberechtigte Bevölkerung (österreichische Staatsbürger, 16 Jahre und älter). Die Ziehung erfolgte auf Basis des random-digit-dialing (RDD) Verfahrens (49.0% Mobil- und 51.0% via Festnetztelefon) ohne vorgegebene Quotierung. Das Bevölkerungsuniversum von Stichprobe 2 und 3 ist die Bevölkerung mit Hauptwohnsitz in privaten Haushalten (Altersgruppe 16-74 Jahre). Die Stichproben zur Kontaktaufnahme wurde aus dem Zentralen Melderegister (ZMR) einstufig gezogen und stellen damit eine echte Zufallsstichprobe dar.

     

    Itemkennwerte

    Tabelle 1 zeigt zentrale Kennwerte der drei Items: Mittelwerte, Standardabweichungen, Trennschärfen und Faktorladungen aus den konfirmatorischen Faktorenanalysen. Die Analyse erfolgte mit der Software Stata 15.1. und ML-Schätzung (StataCorp, 2017). Personen mit fehlende Werten wurden aus der Analyse ausgeschlossen (listenweiser Fallausschluss).

    Die Trennschärfen (Item-zu-Rest) und Ladungen schwanken teils erheblich, je nach Item und Stichprobe, und liegen zwischen .17 und .62 für die Trennschärfe und .24 bis .79 für Faktorladungen. Die Trennschärfen/Ladungen sind, so wie auch die Reliabilität (siehe unten), in Stichprobe 1 (CATI) generell höher. Auch zeigt das negativ gepolte Item 3 eine geringere Trennschärfe. Dem Vorteil, damit Verzerrungen durch Akquieszenz entgegenzuwirken, wurde jedoch der Vorzug gegeben.

     

    Tabelle 1

    Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD), Schiefe, Kurtosis, Trennschärfen und Faktorladung der Items (nach Stichprobe)

     

    Item 1

    Item 2

    Item 3

    M

    3.3 / 3.6 / 3.1

    2.9 / 3.2 / 2.8

    1.7 / 1.9 / 1.6

    SD

    1.2 / 1.1 / 1.2

    1.3 / 1.2 / 1.2

    0.9 / 1.0 / 0.9

    Schiefe

    -0.3 / -0.5 / 0.1

    -0.1 / -0.1 / 0.2

    1.2 / 1.1 / 1.7

    Kurtosis

    2.0 / 2.4 / 2.1

    1.9 / 2.0 / 2.2

    4.0 / 3.7 / 5.9

    Trennschärfe

    .60 / .45 / .34

    .62 / .41 / .33

    .51 / .32 / .17

    Ladung

    .73 / .71 / .60

    .79 / .57 / .56

    .59 / .42 / .24

    Anmerkung. Stichproben 1 / 2 / 3,= 1093 / 629 / 1085; Antwortskala 1 (trifft sehr zu) bis 5 (trifft gar nicht zu); Daten mit Anpassungsgewicht gewichtet.

     

     

    Objektivität

    Standardisierte Instruktionen, Auswertungsvorschriften und vorläufige Referenzwerte gewährleisten die Durchführungs-, Auswertungs-, und Interpretationsobjektivität der Skala.

     

    Reliabilität

    Im Folgenden werden Schätzungen der Reliabilität der Skalenwerte berichtet (siehe Tabelle 2), konkret Cronbachs Alpha und die Skalenreliabilität nach Raykov (1997). Die vergleichsweise geringen Reliabilitätswerte sind bei einem breiten Merkmalsbereich, bei wenigen Indikatoren und semantisch unterschiedlich gepolten Items durchaus zu erwarten. Wie bereits erwähnt, ist die Reliabilität der Skala in Stichprobe 1 (CATI) klar am höchsten. Es liegen bislang keine Informationen über die Test-Retest-Reliabilitäten vor.

     

    Tabelle 2

    Reliabilitätswerte (nach Stichprobe)

     

    Cronbachs Alpha

    Raykovs Comp. Rel.

    Stichprobe 1 (CATI)

    .74

    .77

    Stichprobe 2 (CAWI)

    .58

    .60

    Stichprobe 3 (CAWI)

    .45

    .50

    Anmerkung. Stichproben 1 / 2 / 3, = 1093 / 629 / 1085; Daten mit Anpassungsgewicht gewichtet.

     

    Außerdem wurden Schätzungen der Reliabilität (Cronbachs Alpha) nach formaler Bildung und Alter in Jahren berechnet (siehe Tabelle 3). Hier zeigt sich, dass die Reliabilität mit höherer formaler Bildung besser ausfällt. Auffallend ist insbesondere, dass Reliabilitätswerte im Modus CAWI (Stichprobe 3) unter formal geringer gebildeten Personen unzureichend ausfallen.

     

    Tabelle 3

    Cronbachs Alpha (nach formaler Bildung, Alter in Jahren und Stichprobe)

    Formale Bildung

    Pflichtschule

    Lehre/BMS

    Matura (Abitur)

    Hochschule/

    tertiär

    Stichprobe 1 (CATI)

    .72

    .73

    .77

    .75

    Stichprobe 2 (CAWI)

    .55

    .49

    .68

    .70

    Stichprobe 3 (CAWI)

    .41

    .39

    .47

    .59

    Alter

    16-29

    30-44

    45-59

    60+

    Stichprobe 1 (CATI)

    .66

    .78

    .75

    .75

    Stichprobe 2 (CAWI)

    .55

    .64

    .53

    .61

    Stichprobe 3 (CAWI)

    .48

    .42

    .49

    .40

    Anmerkung. Daten mit Anpassungsgewicht gewichtet.

     

    Validität

    Die Prüfung auf konvergente Validität wurde über die durchschnittlich erfasste Varianz durch das interessierende SDO-Konstrukt (AVE, average variance extracted) in Relation zur Korrelation mit einem verwandten Konstrukt (Diskriminanz) überprüft. Ziel sollte sein, dass der Wert der durchschnittlich erfassten Varianz AVE > Corr(F1, F2)² ist, d.h. sie soll größer sein als die quadrierte Korrelation zweier Konstrukte (s.g. Fornell-Larcker-Kriterium; siehe Fornell & Larcker, 1981).

    Für die hier gezeigten Beispiele Unterordnung von Minderheiten, Sexistische Einstellungen und Rechts-autoritäre Einstellungen (RWA; siehe Tabellen 4 bis 6) trifft dieses Kriterium durchgängig zu. Allerdings fällt die konvergente Validität für den SDO-Faktor in den CAWI-Stichproben 2 und 3 vergleichsweise gering aus (d.h. AVE < .50).

     

     

    Tabelle 4

    Konfirmatorische Faktorenanalyse (ML-Schätzung): Unterordnung von Minderheiten (F1) und SDO (F2)

    Variable

    F1

    F2

    Minderheiten sollten sich den österreichischen Gepflogenheiten anpassen

    .82

     

    Der Wille der Mehrheit sollte immer Vorrang haben, auch wenn Minderheitenrechte betroffen sind.

    .77

     

    KSDO-3, Item 1

     

    .77

    KSDO-3, Item 2

     

    .79

    KSDO-3, Item 3 (rec.)

     

    .62

    AVE

    .63

    .53

    Corr(F1, F2)

    .47

    Corr(F1, F2)²

    .22

    Anmerkung. Stichprobe 1, n = 1071; CFI = .998, RMSEA = 0.025, SRMR = .014; AVE = average variance extracted; rec = rekodiert. Daten in Analyse ungewichtet.

     

    Tabelle 5

    Konfirmatorische Faktorenanalyse (ML-Schätzung): Sexistische Einstellungen (F1) und SDO (F2)

    Variable

    F1

    F2

    Die Gleichberechtigung von Frauen ist schon zu weit gegangen.

    .76

     

    Männer sind generell leistungsfähiger als Frauen.

    .59

     

    Das Familienleben leidet darunter, wenn die Frau voll berufstätig ist.

    .45

     

    Die österreichische Politik sollte die Gleichstellung von Mann und Frau stärker vorantreiben. (rec.)

    .64

     

    Wenn Politik von Frauen gemacht wird, werden letztlich Männer benachteiligt.

    .59

     

    KSDO-3, Item 1

     

    .74

    KSDO-3, Item 2

     

    .55

    KSDO-3, Item 3 (rec.)

     

    .49

    AVE

    .38

    .36

    Corr(F1, F2)

    .59

    Corr(F1, F2)²

    .35

     Anmerkung. Stichprobe 2, n = 624; CFI = .961, RMSEA = 0.057, SRMR = .036; AVE = average variance extracted; rec = rekodiert. Daten in Analyse ungewichtet.

     

    Tabelle 6

    Konfirmatorische Faktorenanalyse (ML-Schätzung): Rechts-autoritäre Einstellungen (F1) und SDO (F2)

    Variable

    F1

    F2

    Unsere Gesellschaft muss einmal wirklich hart gegen Kriminelle durchgreifen.

    .65

     

    Unser Land braucht Menschen, die sich Traditionen widersetzen und neue Ideen ausprobieren. (rec.)

    .45

     

    Wir brauchen starke Führungspersonen, damit wir in der Gesellschaft sicher leben können.

    .58

     

    Die Zeiten, in denen strikte Disziplin und Gehorsam zu den wichtigsten Tugenden gehören, sollten vorbei sein. (rec.)

    .48

     

    Es ist wichtig, auch die Rechte von Verbrechern zu schützen. (rec.)

    .46

     

    Es würde dem Land besser gehen, wenn die jungen Leute sich mehr auf Werte und Traditionen besinnen würden.

    .66

     

    KSDO-3, Item 1

     

    .64

    KSDO-3, Item 2

     

    .46

    KSDO-3, Item 3 (rec.)

     

    .36

    AVE

    .31

    .25

    Corr(F1, F2)

    .41

    Corr(F1, F2)²

    .17

    Anmerkung. Stichprobe 3,= 897; CFI = .887, RMSEA = 0.074, SRMR = .048; AVE = average variance extracted; rec = rekodiert. Daten in Analyse ungewichtet.

     

    Zur weiteren Konstruktvalidierung wurden manifeste Korrelationen mit konstruktnahen und konstruktfernen Variablen untersucht. Zudem wurde die Korrelation mit einzelnen Indikatoren (Kriteriumsvalidität) überprüft. Eine detaillierte Liste der Erhebungsinstrumente und Variablen, die zusätzlich zu dem vorliegendem Instrument erhoben wurden, findet sich in den entsprechenden Dokumentationen der Studien (siehe "Datenquellen" weiter unten).

    Für die Skala KSDO-3 liegen manifeste bivariate Korrelationen der Gesamtskala mit verschiedenen Kriterien vor (siehe Tabelle 7). Theoretisch erwartet wurden:

    - Negative Korrelation mit der Wahrnehmung sozialer Ungleichheit, positive Korrelation mit politisch ideologischer Selbstpositionierung (links-rechts-Skala), Wahlpräferenzen für ideologisch rechte (positiv) bzw. linke Parteien (negativ) sowie positive und mittelstarke Korrelation mit Rechts-autoritären Einstellungen (vgl. Duckitt & Sibley, 2010; siehe Items in Tabelle 6).

    - ablehnenden Einstellungen gegenüber Zuwanderern sowie der Wunsch nach Unterordnung von Minderheiten (siehe Items in Tabelle 4).

    - positive Korrelation mit sexistischen Einstellungen (Pratto et al., 1994; siehe Items in Tabelle 5).

    - negative Korrelation mit Verträglichkeit und Offenheit der Big Five (Sibley & Duckitt, 2008), jedoch keine Assoziation mit den restlichen Dimensionen. Verwendet wurde eine bipolare 6-stufige Ratingskala (jeweils 1 Item):

    ·  Bin entgegenkommend, mitfühlend vs. Bin unnachgiebig, bleibe hart (V)

    ·  Habe fixe Ansichten, bin traditionsbewusst vs. Bin reflektiert, mag Neuartiges (O)

    ·  Bin ungezwungen, locker vs. Bin diszipliniert, ordnungsliebend (G)

    · Bin selbstbeherrscht, ausgeglichen vs. Bin emotional, lasse Emotionen frei heraus (ES)

    ·  Bin energisch, dominant vs. Bin zurückhaltend, unaufdringlich (E)

    - Korrelation mit dem Geschlecht bzw. höhere Werte für Männer (Pratto et al., 1994), höherem Alter des Respondenten/der Respondentin sowie geringerer formaler Bildung.

    - Auch liegen Korrelationen mit subjektiver sozialer Schicht vor.

     

    Als Kriterium für die Korrelationsstärke werden nach Gignac und Szodorai (2016), die sich an einer Metanalyse von empirischen Effektstärken orientieren, geringe (|r| ≥ .10), durchschnittliche (|r| ≥ .20) oder hohe (|r| ≥ .30) Zusammenhänge unterschieden.

     

    Laut der Korrelationsmuster erlaubt die KSDO-3-Skala eine der Theorie folgende, deutliche Abgrenzung nach politisch-ideologischer Orientierung, sowohl über die Links-rechts-Skala als auch über Parteisympathien (|r| = .40 bis .57). Auch finden sich mittlere bis starke Korrelationen mit dem Wunsch nach Unterordnung von Minderheiten (r = .36) und sexistischen Einstellungen (r = .42). Korrelationen mit den Big Five Persönlichkeitsmerkmalen folgen weitgehend früheren Studien, wohingegen die schwach positive Korrelation mir Emotionaler Stabilität (r = .11) nicht erwartet wurde. Auch lassen sich durchwegs höhere SDO-Werte unter männlichen Respondenten nachweisen und teilweise höhere SDO-Werte mit Zunahme des Alters der Person. Ein höherer subjektiver sozialer Status korreliert schwach positiv mit SDO (r = .09). Generell ist anzumerken, dass die Korrelationswerte in Stichprobe 3 erwartungsgemäß kleiner sind, da die Reliabilität der Skala ebenso gering ausfiel.

     

    Tabelle 7

    Validitätskoeffizienten der Gesamtskala KSDO-3 (Paarweise Pearson-Korrelationen)

     

    Stichprobe 1

    (CATI)

    Stichprobe 2

    (CAWI)

    Stichprobe 3

    (CAWI)

    Soziale Ungleichheit in Österreich ist zu groß (1 Item)

    -.57**

    -.29**

    -.25**

    Allgemeine Links-Rechts-Skala (1 Item)

    .47**

     

     

    Parteisympathie SPÖ (1 Item)

    -.40**

     

     

    Parteisympathie Grüne (1 Item)

    -.44**

     

     

    Parteisympathie ÖVP (1 Item)

    .41**

     

     

    Parteisympathie FPÖ (1 Item)

    .41**

     

     

    Parteisympathie NEOS (1 Item)

    .00

     

     

    RWA (6 Items)

     

     

    .24**

    RWA-Facette Konventionalismus (2 Items)

     

    .23**

    .20**

    Kultur d. Zuwanderung bedroht (vs. bereichert) (1 Item)

    .34**

     

    .18**

    Unterordnung von Minderheiten – CSES (2 Items)

    .36**

     

     

    Sexistische Einstellungen (5 Items)

     

    .42**

     

    Verträglichkeit (1 Item)

     

    -.18**

     

    Offenheit (1 Item)

     

    -.23**

     

    Gewissenhaftigkeit (1 Item)

     

    .01

     

    Emotionale Stabilität (1 Item)

     

    .11**

     

    Extraversion (1 Item)

     

    .01

     

    Alter in Jahren

    .13**

    .05

    .08**

    Geschlecht (männlich)

    .07*

    .12**

    .10**

    Bildung (hat Matura/Abitur)

    -.12**

    -.07

    -.04

    Subjektive soziale Schicht – ALLBUS (1 item)

     

     

    .09**

    Anmerkung. *p < .05, **p < .01; RWA = Rechts-autoritäre Einstellungen, CSES = Comparative Study of Electoral Systems; = ca. 1093 / 629 / 1085; Daten in Analyse ungewichtet. Geschlecht: 0 = weiblich; 1 = männlich, Bildung: 0 = hat kein Matura/Abitur; 1 = hat Matura/Abitur.

     

    Zusammenfassend lässt sich sagen, dass starke Korrelationen mit politischen Präferenzen sowie der Abwertung von Minderheiten oder Frauen bei gleichzeitiger Abgrenzung zu Rechts-autoritären Einstellungen (RWA) auf die Validität des Konstrukts SDO und dessen Messung als zentrale ideologische Einstellungsvariable hindeuten.

     

    Deskriptive Statistiken

    Die Zusammenfassung der drei Items als Skala (Mittelwert aus den Items) ergibt generell eine rechtsschiefe Verteilung (siehe Grafik 1). Die Stichproben erfüllen die Anforderungen an Normierungsstichproben.

     

     

    Grafik 1

    Histogramm der Skala KSDO-3 (nach Stichprobe)

    Anmerkung. Skalenwerte auf der Wertebereich 0-1 normiert; Daten mit Anpassungsgewicht gewichtet.

     

    Tabelle 8

    Mittelwerte (mit Konfidenzintervall), Standardabweichungen, Schiefe und Kurtosis der Skala KSDO-3

     

    n

    M [95% KI]

    SD

    Schiefe

    Kurtosis

    Stichprobe 1 (CATI)

    1093

    .37 [.36; .39]

    .23

    .38

    2.24

    Stichprobe 2 (CAWI)

    629

    .34 [.32; .36]

    .21

    .18

    2.65

    Stichprobe 3 (CAWI)

    1085

    .39 [.37; .40]

    .19

    -.08

    2.63

    Anmerkung. Skalenwerte auf der Wertebereich 0-1 normiert; Daten mit Anpassungsgewicht gewichtet.

     

    Tabelle 9 zeigt zusätzlich zentrale Kennwerte der Skala (Mittelwerte und Standardabweichungen) nach Subgruppen: Geschlecht, formale Bildung und Alter.

     

    Tabelle 9

    Deskriptive Statistiken der Skala KSDO-3 (nach Subgruppen)

     

    Stichprobe 1

    (CATI)

    Stichprobe 2

    (CAWI)

    Stichprobe 3

    (CAWI)

     

    M

    SD

    M

    SD

    M

    SD

    Gesamt

    .37

    .23

    .34

    .21

    .39

    .19

    Frauen

    .35

    .22

    .32

    .20

    .37

    .19

    Männer

    .39

    .24

    .36

    .21

    .40

    .19

    Pflichtschule

    .34

    .22

    .31

    .20

    .38

    .18

    Lehre/BMS

    .41

    .23

    .36

    .20

    .40

    .18

    Matura (Abitur)

    .31

    .23

    .32

    .21

    .38

    .19

    Hochschule/tertiär

    .37

    .24

    .32

    .23

    .37

    .21

    Alter 16-29

    .32

    .22

    .33

    .21

    .36

    .19

    Alter 30-44

    .38

    .24

    .33

    .21

    .38

    .18

    Alter 45-59

    .37

    .23

    .34

    .20

    .39

    .20

    Alter 60+

    .40

    .23

    .37

    .21

    .41

    .17

    Anmerkung. Skalenwerte auf der Wertebereich 0-1 normiert; Daten mit Anpassungsgewicht gewichtet.

     

    Nebengütekriterien

    Wie jede Messung über Selbstauskünfte ist eine Verfälschbarkeit der Aussagen (z.B. durch soziale Erwünschtheit) oder Verzerrung durch Antworttendenzen (z.B. Akquieszenz) möglich. Die Skala ist mit einer Bearbeitungs- und Auswertungszeit von wenigen Sekunden äußerst ökonomisch.

    Zusätzlich wurde die Messinvarianz der Skala KSDO-3 in den unterschiedlichen Stichproben/Erhebungsmodi mittels Multigruppen-Faktorenanalyse untersucht (siehe z.B. Chen, 2007). Da mit drei Items ein saturiertes Messmodell vorliegt (d.h. die Kovarianzmatrix wird exakt reproduziert), wurde zunächst die Messinvarianz der Faktorladungen (metrische Invarianz) sowie im nächsten Schritt die Invarianz der Intercepts der Items (skalare Invarianz) untersucht. Sofern metrische Invarianz vorliegt, können Korrelationen latenter Variablen zwischen den Gruppen/Stichproben verglichen werden (nicht jedoch manifeste Korrelationen der Skala, was strikte Messinvarianz erfordert); sofern skalare Invarianz vorliegt, können auch Mittelwerte zwischen den Gruppen/Stichproben verglichen werden. Partielle Invarianz liegt vor, wenn zumindest zwei der drei Items diese Anforderungen erfüllen (Byrne, Shavelson, & Muthén, 1989). Die Analyse wurde mittels ungewichteter Daten durchgeführt, ist im Ergebnis jedoch ident zu einer durch das Anpassungsgewicht gewichteten Analyse.

    Zur Bewertung der Messinvarianz werden klassische Fit-Maße der SEM-Analyse bzw. deren Änderung (Verbesserung/Verschlechterung der Modellgüte) herangezogen. Laut Chen (2007) sollte bei Änderungen von ≥ .010 im CFI, Änderungen von ≥ .015 im RMSEA oder Änderungen von ≥ .030 im SRMR das Kriterium der metrischen Invarianz abgelehnt werden; bei Änderungen von ≥ .010 im CFI, Änderungen von ≥ .015 im RMSEA oder Änderungen von ≥ .010 im SRMR sollte skalare Invarianz abgelehnt werden, wobei dem CFI der Vorzug als Kriterium gegeben wird.

     

    Tabelle 10

    Messinvarianzprüfung: Fit-Maße und Differenz (Δ) der Fit-Maße (über 3 Stichproben)

    Modell

    Fixierte Parameter und Items

    CFI

    RMSEA

    SRMR

    d.f.

    Chi²

    Konfigural

    (keine)

    1

    0

    0

    0

    0

    Metrisch

    Ladung 1+2+3

    .989

    .062

    .030

    4

    18.29

    Part. Metrisch

    Ladung 1+2 (Stichprobe 3 frei)

    .996

    .041

    .018

    3

    7.83

    Part. Skalar

    Intercept 1+2+3 (in Stichprobe 3 frei)

    .971

    .081

    .037

    6

    42.69

    Part. Skalar

    Intercept 1+2

    .990

    .052

    .024

    5

    17.71

     

     

    ΔCFI

    ΔRMSEA

    ΔSRMR

    Δd.f.

    ΔChi²

    Konfigural

    (keine)

     

     

     

     

     

    Metrisch

    Ladung 1+2+3

    -.011

    .062

    .030

    4

    18.290

    Part. Metrisch

    Ladung 1+2 (Stichprobe 3 frei)

    -.004

    .041

    .018

    3

    7.830

    Part. Skalar

    Intercept 1+2+3 (in Stichprobe 3 frei)

    -.025

    .040

    .019

    3

    34.860

    Part. Skalar

    Intercept 1+2

    -.006

    .011

    .006

    2

    9.880

    Anmerkung. Stichproben 1 / 2 / 3, n = 1093 / 629 / 1085; Konfirmatorische Faktorenanalyse (ML-Schätzung) mit mehreren Gruppen. Daten in Analyse ungewichtet.

     

    Die Analyse in Tabelle 10 legt nahe, dass Item 3 in Stichprobe 3 keine metrische Invarianz aufweist sowie dass über alle Stichproben hinweg keine skalare Invarianz für dieses Item vorliegt. Dennoch stützt die Analyse zumindest partielle metrische und skalare Invarianz der Skala (über Item 1 und 2) für die drei untersuchten Stichproben und damit zwischen den Modi CATI/CAWI.

     

    Danksagung

    Die Arbeit im Rahmen der Austrian National Election Study (AUTNES) wurde teilweise gefördert durch den Jubiläumsfonds der Oesterreichischen Nationalbank (OeNB, Projektnummer: 17449). Die Studien der Plattform für Umfragen, Methoden und empirische Analysen (PUMA) wurden finanziert durch das Bundesministerium für Bildung, Wissenschaft und Forschung (BMBWF).

    Julian Aichholzer, Universität Wien, E-Mail: julian.aichholzer@univie.ac.at

     

    Aichholzer, J., Kritzinger, S., Wagner, M., Berk, N., Boomgaarden, H., & Müller, W. C. (2018). AUTNES Comparative Study of Electoral Systems Post-Election Survey 2017 (SUF edition). AUSSDA Dataverse (V1), doi:10.11587/IMKDZI.

    PUMA (2019a). PUMA Survey 5.1. Insights in societal changes in Austria. AUSSDA Dataverse (V1), doi:10.11587/5UHMKR.

    PUMA (2019b). PUMA Survey 6.1. Insights in societal changes in Austria. AUSSDA Dataverse (V1), doi:10.11587/O4UDDL.