SRD-Skalen messen retrospektiv konkretes Verhalten. Die vorliegende Skala folgt einer engen, in der Kriminologie verbreiteten Definition von Delinquenz als potenziell strafbaren Verhaltensweisen, während andere Definitionen erheblich weiter gefasst sind ("Dissozialität", z.B. Plück et al., 1997). Delinquenz wird vielfach als ein latentes Konstrukt konzeptualisiert, das auf eine grundlegende Verhaltensdisposition abzielt. Hirschi und Gottfredson (1990) bezeichnen diese Verhaltensdisposition als geringe Selbstkontrolle, Quensel (1999) als Risikoverhalten. In dieser Perspektive spielt es eine untergeordnete Rolle, in welchen konkreten Handlungen z.B. Ladendiebstahl, Körperverletzung oder Drogenkonsum sich diese Disposition manifestiert. Empirisch kann die Eindimensionalität von SRD-Skalen als gut belegt gelten (Grasmick et al., 1993; Quensel, 1999; Dickes, 1989). Auch das bereits im ZIS dokumentierte Instrument von Lösel ergibt einen Faktor für das Konstrukt Delinquenz (und einen weiteren für das Konstrukt Verwahrlosung). Von 31 Studien, die Klein (1984) unter dem Aspekt der Spezialisierung der Täter auf einzelne Delinquenzbereiche betrachtet hat, konnten nur vier eine solche Spezialisierung nachweisen. Dagegen wurde in 21 Studien (sowohl selbstberichteter Delinquenz als auch offizieller Registrierungen) keinerlei Spezialisierung beobachtet.

Da normabweichendes Verhalten definitionsgemäß nicht die Regel ist, weisen die Skalen je nach Zuschnitt unterschiedlich linksschiefe Verteilungen auf.

Der Einsatz von SRD-Skalen weist spezifische methodische Probleme auf. Fraglich ist, ob die Befragten normabweichende und sanktionierte Handlungen ehrlich zugeben oder ob sie aus Scham oder Angabe zu systematischen Unter- oder Übertreibungen neigen. Problematisch ist auch die Fähigkeit der Befragten, konkret erlebte Situationen inhaltlich und zeitlich korrekt zuzuordnen. Dennoch zeigt eine extensive Methodenforschung, dass der Einsatz von SRD-Skalen geeignet ist, hinreichend valide Aussagen über delinquentes Verhalten (von Jugendlichen) zu gewinnen (Überblicke bei Hindelang, Hirschi, & Weis, 1981; Klein, 1989; Junger-Tas & Marshall, 1999; Thornberry & Krohn, 2000).

Itemkonstruktion und Itemselektion

Die Instrumententwicklung erfolgte in Anlehnung an die Skalen des US-amerikanischen National Youth Surveys (Elliott et al., 1985) sowie an die Studien von Albrecht et al. (1988), Engel und Hurrelmann (1994) und Junger-Tas et al. (1994). Es wurde das Ziel verfolgt, ein Instrument mittlerer Länge zu konstruieren, das einerseits einen wesentlichen Bereich der Delinquenz differenziert erfasst, andererseits auch von Jugendlichen ab ca. dreizehn Jahren und mit niedrigem Bildungsniveau durch Selbstausfüllen bewältigt werden kann.

Die in den 16 Items formulierten Handlungen decken ca. 85% der polizeilich registrierten Jugendkriminalität ab. Diebstahl hat dabei mit 57% den größten Anteil (eigene Berechnungen, polizeiliche Registrierungen in Köln 1994). Neben Diebstahl werden die Deliktsbereiche Sachbeschädigung, Gewalt- und Rauschmitteldelikte durch jeweils mehrere Items repräsentiert. Aufgrund der Erfahrungen von Albrecht et al. (1988) wurden keine Items für den Deliktsbereich Betrug aufgenommen. Das Instrument wird durch ein "Einstiegs"-Item zum Schule schwänzen eingeleitet, um die Hemmschwelle für die Beantwortung der übrigen Items zu senken. Die Formulierung mehrerer, jeweils beispielhaft konkret formulierter Items pro Deliktsbereich fördert die Erinnerungsleistung der Befragten, kann jedoch zum Überberichten durch Mehrfachnennungen desselben Ereignisses führen (Elliott & Huizinga, 1989, 161f.).

Unter der Bedingung des Selbstausfüllens hat das tabellenförmige Layout die Funktion, für jedes Item nach der dichotomen Filterfrage "Tatbegehung jemals" die Anzahl der Tatbegehungen in den letzten 12 Monaten und der daraus resultierenden Polizeikontakte zu erheben. Die Frage nach Polizeikontakten erfüllt durch seine Konnotation auch die Funktion, den Anteil trivialer Ereignisse ohne strafrechtliche Bedeutung zu vermindern (Howe et al., 1991).

Nach dem Pretest wurde ein Item ("Schwarzfahren") entfernt und die Anzahl der Nachfragen pro Item zugunsten der einfachen Durchführbarkeit reduziert.

Stichproben

Das Instrument wurde in einer Pilotstudie getestet. Die Stichprobe wurde als Vollerhebung der SchülerInnen in den 7. und 9. Jahrgangsstufen der allgemeinbildenden Schulen einer baden-württembergischen Kreisstadt realisiert (N = 408).

Die Haupterhebung fand im Herbst 1999 in Freiburg und Köln statt. Grundgesamtheit sind die SchülerInnen in den 8. bis 10. Jahrgangsstufen an allgemeinbildenden Schulen in beiden Städten. In Köln wurden dabei zunächst auf der Basis einer Sozialraumanalyse Teilgebiete der Stadt im Sinne einer bewussten Quota-Stichprobe ausgewählt. Die Gebietsauswahl reflektiert in der Verteilung wichtiger Sozialindikatoren ungefähr die sozialräumliche Struktur der Gesamtstadt. Innerhalb der teilnehmenden Schulen wurden ca. 50% der Klassen in den beteiligten Jahrgangsstufen zufällig ausgewählt. Die Ausschöpfungsrate beträgt auf der Institutionenebene (Schulen) ca. 80% und auf der Individuenebene (SchülerInnen) 86% (91% an Gymnasien, 59% an Sonderschulen). Die Stichprobe umfasst N = 5331 SchülerInnen (95% von 13 bis 16 Jahre alt, 53% weiblich, 27.5% beide Elternteile nichtdeutscher Herkunft). Da Jugendkriminalität in der Polizeilichen Kriminalstatistik als Kriminalität von Jugendlichen im Alter zwischen 14 und 17 Jahren definiert ist, haben wir durch die Stichprobe den altersabhängigen Anwendungsbereich der Skala weitgehend ausgeschöpft. Ein Vergleich mit der Grundgesamtheit (Tabelle 1) zeigt, dass in der Stichprobe Sonderschüler in beiden Städten unterrepräsentiert, Hauptschüler in Freiburg etwas unter- und in Köln etwas überrepräsentiert, und Gymnasiasten in beiden Städten etwas überrepräsentiert sind. In Köln konnten zudem keine Gesamtschüler befragt werden.

Tabelle 1

SchülerInnen nach Schultypen

Anmerkungen. amtliche Schulstatistik der Kommunen, Schuljahr 1999/2000. Die Anzahl aller SchülerInnen setzt sich aus der Summe aller SchülerInnen der gelisteten Schulformen zusammen. Die prozentuale Verteilung auf die Schulformen basiert auf einer Gewichtung zur Korrektur der Schülerzahlen für die Jahrgangsstufen 11-13.

Itemanalysen

Da nur 15 der 16 Items strafrechtlich bedrohte Delikte darstellen, wurde bei der Auswertung der Daten auf das Item Schule schwänzen verzichtet. Weiterhin wurde das Item Verkauf von Raubkopien nicht berücksichtigt, da aufgrund der niedrigen Itemschwierigkeit davon ausgegangen werden kann, dass viele Probanden das Item als Tausch von Raubkopien oder allgemein als Verwenden von Raubkopien interpretiert haben. Die klassifizierten Angaben (Wertebereich 1 bis 5) der verbleibenden 14 Items wurden einer explorativen Faktorenanalyse (Hauptachsenverfahren) unterzogen. Durch diese wird nur ein Faktor mit einem Eigenwert > 1 (4.8) extrahiert, der 34% der gemeinsamen Varianz aller Variablen erklärt. Das Konstrukt Delinquenz ist also erneut als eindimensional zu beurteilen. Für die Annahme der Eindimensionalität spricht weiterhin, dass die Faktorenladungen aller Items für den ersten Faktor zwischen .49 und .67 variieren. Dabei ist zu beachten, dass aufgrund der nach wie vor relativ schiefen Werteverteilung bei den Items nur schwache bis mittelstarke bivariate Korrelationen erwartet werden können. Infolgedessen sind auch die Ladungen erheblich niedriger als bei Faktorenanalysen mit normalverteilten Items. Schließlich wurde eine zweite Faktorenanalyse berechnet, in die nur diejenigen Befragten einbezogen wurden, die mindestens bei einem Item ein Delikt angegeben haben (51% der Fälle in der Stichprobe). Es ergab sich wiederum eine eindimensionale Faktorlösung (Eigenwert der ersten beiden Faktoren nach der Extraktion: 4.1 und .7).

Im Übrigen ist darauf hinzuweisen, dass sich auch bei Studien mit Hellfelddelinquenz in der Regel keine Anzeichen für eine Spezialisierung finden, sodass das hier berichtete Ergebnis nicht als Artefakt eines (unterstellten) systematischen Überberichtens von Delinquenz erklärt werden kann (Klein 1984).

Tabelle 2

Faktorladungen (F) und Kommunalitäten (K) nach einer Hauptachsenanalyse der klassifizierten Delikthäufigkeiten in den letzten 12 Monaten.

Anmerkungen. Die Berechnungen erfolgten mit SPSS.

Itemkennwerte

Die korrigierten Trennschärfen der Items liegen in Tabelle 3 vor.

Tabelle 3

Korrigierte Trennschärfen (T) der Items

Anmerkungen. Die Berechnungen erfolgten mit SPSS.

Reliabilität

Die Reliabilität der Delinquenzskala letztes Jahr auf Basis der klassifizierten Häufigkeitsangaben ist mit einem Cronbachs Alpha von .85 zufriedenstellend. Zur Güte der Gesamtskala tragen alle 14 Items bei, da Cronbachs Alpha unter Ausschluss von keinem der Items ansteigt.

Validität

Die Summenwerte zur Subskala „Delinquenz letztes Jahr“ wurde mit denen für folgende ebenfalls vorgegebene Skalen korreliert:

1.     Wahrgenommene Delinquenz der Freunde: Aus bisherigen Untersuchungen ist bekannt, dass die Delinquenz eines Probanden mit der Delinquenz seiner Freunde positiv kovariiert (Elliott et al., 1985). Die bivariate Korrelation zwischen den beiden Skalen Delinquenz der Freunde und Delinquenz letztes Jahr beträgt .54.

2.     Wahrgenommene Einstellung der Freunde zu Normverletzungen: Es ist ebenfalls bekannt, dass die Delinquenz eines Probanden mit der wahrgenommenen Einstellung der Freunde zu Normverletzungen positiv kovariiert (Thornberry et al., 1994). Die bivariate Korrelation zwischen den beiden Skalen Einstellung der Freunde zu Normverletzungen und Delinquenz letztes Jahr beträgt .46.

3.     Einstellung zu Delinquenz: Nach sozialpsychologischen Einstellungstheorien und bisherigen Befunden sollten die Einstellung der Probanden zu Normverletzungen und deren Delinquenz positiv kovariieren (Thornberry et al., 1994). Die bivariate Korrelation zwischen den beiden Skalen Einstellung zu Normverletzungen und Delinquenz letztes Jahr beträgt .41. Die Subskala Gewalt letztes Jahr korreliert mit der Skala Befürwortung von Gewalt .44.

Deskriptive Statistiken

Da die offene Häufigkeitsabfrage zu extrem schiefen Verteilungen führt, und zudem einige Befragte keinen exakten numerischen Wert eingetragen haben, wurden die Rohdaten klassifiziert. Die rekodierten Items der Subskala „Delinquenz letztes Jahr“ erhielten analog zur Vorgehensweise bei Lösel die fünf Ausprägungen 0 (nie), 1 (einmal), 2 (zwei bis fünfmal, sowie Angaben wie manchmal, selten), 3 (sechs bis zehnmal), 4 (mehr als zehnmal, sowie oft, regelmäßig). Die Quantifizierer manchmal, selten, oft etc. machten dabei im Durchschnitt der Items 0.4% der gültigen Befragtenangaben aus, minimal 0% und maximal 1%. Die rekodierten Items der Subskala „Polizeikontakte letztes Jahr“ erhielten die drei Ausprägungen 0 (nie), 1 (einmal), 2 (zweimal und mehr, sowie Angaben wie manchmal, selten, oft, regelmäßig).

Die Häufigkeitsverteilungen der Items liegen für die klassifizierten Angaben zu den Items Delinquenz letztes Jahr liegen in Tabelle 4 vor.

Tabelle 4

Klassifizierte Häufigkeiten für Delikte in den letzten 12 Monaten

Anmerkungen.  0:nie; 1: einmal; 2: 2-5mal; 3: 6-10mal; 4: mehr als 10mal; die Berechnungen erfolgten mit SPSS.