Die Frage nach Gerechtigkeit in der Familie kann Walzer (1983) zufolge gerechtigkeitsphilosophisch nicht beantwortet werden, da es "kein singuläres Spezialsystem von gefühlsmäßigen Bindungen [gibt], das gerechter wäre als irgendein anderes" (Walzer, 2006, S. 332). Für die ordnungsbezogene empirische Gerechtigkeitsforschung stellt sich diese Problematik nicht: Sie beschäftigt sich damit, welche Prinzipien der Verteilung von Gütern und Leistungen von den Akteuren als gerecht angesehen werden (Wegener, 1999). Für die Frage nach Gerechtigkeit in der Familie ist aus dieser Perspektive die Identifizierung der Güter und Leistungen, der Verteilungsprinzipien sowie der Verteilungsszenarien notwendig, die in diesem Kontext Relevanz besitzen. Über Erstere gibt die Netzwerkforschung Aufschluss: Innerhalb privater sozialer Netzwerke werden Verteilungen unterschiedlichster Leistungen und Güter unter dem Sammelbegriff "soziale Unterstützung" gefasst, wobei aufgrund der Art der Hilfeleistungen zwischen verschiedenen Unterstützungstypen, z.B. instrumentellen, materiellen und emotionalen unterschieden wird. Eine detaillierte Typologie findet sich in Diewald (1991, S. 70ff).

Innerhalb der Familie besitzen zwei Verteilungsszenarien besonderes Konfliktpotenzial: Verteilungen von Leistungen und Pflichten zwischen den Generationen und Verteilungen von Leistungen und Pflichten zwischen den Geschlechtern. Hier wird das erste Szenario näher beleuchtet: Es besteht ein reger Austausch von sozialen Unterstützungsleistungen zwischen den Generationen, der mit spezifischen Erwartungen verbunden ist (u.a. Szydlik, 2000; Künemund & Motel, 2000). Für die Analyse intergenerationaler familialer Gerechtigkeit interessiert aus Sicht der empirischen Gerechtigkeitsforschung, inwieweit intergenerationale soziale Unterstützungsleistungen als gerecht angesehen und welche Verteilungsmodelle letztlich präferiert werden. Um den Rahmen nicht zu sprengen, wird sich hierbei auf Leistungen unter Lebenden - in Abgrenzung von z.B. Vererbung - beschränkt und soziale Unterstützung zwischen den drei familialen Generationen Großeltern, Eltern

und Kindern in den Fokus gerückt. Intergenerationale Verteilungsmodelle bewegen sich zwischen zwei Extrempunkten, wobei die einseitige Verpflichtung der älteren Familienangehörigen gegenüber den jüngeren das eine und die einseitige Verpflichtung der jüngeren Familienangehörigen gegenüber den älteren das andere Ende des Kontinuums darstellen, und eine gleich starke wechselseitige Verpflichtung den Mittelpunkt markiert. Dabei müssen einseitige Verpflichtungen nicht zwangsläufig als ungerecht empfunden werden, da sich die Position des Individuums während des Lebensverlaufs verändert. Das Erhebungsinstrument "intergenerationale familiale Verpflichtung" thematisiert die Verteilungen von Lasten und Gütern zwischen den familialen Generationen. Bei den Formen sozialer Unterstützung werden in erster Linie aufwendige Leistungen mit sozialpolitischer Relevanz thematisiert, um sowohl Varianz in den Antworten zu erhalten als auch den Grad der Verpflichtung wirksam abbilden zu können. Zudem berücksichtigt das Instrument beide Richtungen der betrachteten Generationen-Dyaden (Eltern-Kinder, Großeltern-Enkelkinder), also sowohl Verpflichtungen von Eltern gegenüber ihren Kindern als auch Verpflichtungen von Kindern gegenüber ihren Eltern.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Das Erhebungsinstrument zur Erfassung intergenerationaler familialer Verpflichtungen wurde von der Berliner Projektgruppe im Rahmen der vierten Welle des International Social Justice Projects (ISJP) HotwordStyle=None; entwickelt. Bei Recherchen nach bereits vorhandenen Erhebungsinstrumenten erwiesen sich letztlich die Fragebogen verschiedener Altersstudien als ergiebig: Der schriftliche Drop-Off-Fragebogen des Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe (SHARE) enthält eine Itembatterie, die die Pflichten der älteren Familienangehörigen gegenüber den jüngeren thematisiert (siehe SHARE 2004, Schriftlicher  Fragebogen "50+ in Europa": 7, Frage 6). Des Weiteren beinhaltet die Berliner Altersstudie (BASE) eine Fragebatterie zu familialen Pflegenormen, also Verpflichtungen der jüngeren Generationen gegenüber den älteren (siehe BASE-Fragebogen "Erwachsene Kinder alter Eltern - Hauptstudie": 27, Fragen 1-5; Schütze & Wagner 1995, S. 318ff).

Für das ISJPHotwordStyle=None;  wurden Items beider Batterien übernommen und gemeinsam mit eigens konstruierten Indikatoren zu einer Batterie mit acht Items (Tabelle 1)Name=t1; HotwordStyle=None; fundort=d142;  zusammengefasst.

Tabelle 1

Itembatterie intergenerationale familiale Verpflichtung (Pretest-Version)

Anmerkung. Instruktion: "Die folgenden Aussagen beziehen sich auf Pflichten, die Menschen möglicherweise in ihrer Familie haben. Geben Sie bitte jeweils an, ob Sie voll zustimmen, etwas zustimmen, weder zustimmen noch ablehnen, ob Sie etwas ablehnen oder ganz ablehnen.“; Antwortkategorien: stimme voll und ganz zu, stimme etwas zu, weder/noch, lehne etwas ab, lehne ganz ab

Die Einleitungsfrage sowie die Items A, B und C entstammen dem SHARE. Die Items D und G wurden in Anlehnung an zwei Aussagen aus der BASE formuliert. Die Items E, F und H sind eigene Kreationen, die in erster Linie die Bandbreite abgefragter sozialer Unterstützungsformen erweitern sollen. Während E und F Verpflichtungen hinsichtlich materieller Unterstützung der Dyade Eltern-Kinder erfassen sollen, wurde H formuliert, um auch Verantwortlichkeiten der Enkel gegenüber ihren Großeltern zu berücksichtigen. Die zwei zugrunde liegenden intergenerationalen Verpflichtungsrichtungen teilen sich in Generationen-Dyaden Unterstützungsformen und konkrete Indikatoren auf (Tabelle 2).

Tabelle 2

Operationalisierung der familialen intergenerationalen Verpflichtung

Die acht Aussagen umfassende Itembatterie wurde einem Online-Pretest unterzogen. Aufgrund zeitlicher Restriktionen konnte nur eine auf sechs Items reduzierte Form (Tabelle 3) des Instruments in den Fragebogen der allgemeinen Bevölkerungsumfrage aufgenommen werden.

Tabelle 3

Itembatterie intergenerationale familiale Verpflichtung (Bevölkerungsstichprobe)

Anmerkung. Instruktion: "Die folgenden Aussagen beschäftigen sich mit Aufgaben, die Menschen möglicherweise in ihrer Familie haben. Geben Sie bitte jeweils an, ob Sie ihnen voll zustimmen, etwas zustimmen, weder zustimmen noch ablehnen, ob Sie etwas ablehnen oder ganz ablehnen."; Antwortkategorien: stimme voll und ganz zu, stimme etwas zu, weder/noch, lehne etwas ab, lehne ganz ab

Zur Auswahl der zwei zu entfernenden Items wurden die Faktorladungen derName=t6; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d142; , (Tabelle 4) die Korrelationsmatrix (Tabelle 5) die Normalverteiltheit der HäufigkeitenName=t4; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d142;  (Tabelle 6), die Reproduzierbarkeit der Faktorstruktur (Tabelle 7) sowie inhaltliche Gesichtspunkte berücksichtigt.

Die Wahl fiel letztlich auf die Items E und F.

Tabelle 4

Faktorladungen (Varimax Rotation) für die acht Items zur intergenerationalen familialen Verpflichtung (N = 240)

Anmerkung. Anteil erklärter Gesamtvarianz: .37; Log Likelihood (2 Faktoren): -12.67, Likelihood-Ratio-Test independent vs. saturated Chi-Quadrat (28) = 410.7, p = .00; 2 factors vs. saturated Chi-Quadrat (13) = 24.8, p = .02; BIC: 1 factor = 167.1; 2 factors = 107.6; 3 factors = 126.4

Tabelle 5

Korrelationen (Pearsons R) zwischen den Items zur intergenerationalen familialen Verpflichtung (N=277)

Anmerkung. signifikant > |.19| Quelle: ISJP Online-Pretest 2006, Frage 4

Tabelle 6

Prozentuale Antworthäufigkeiten für die Items zur intergenerationalen familialen Verpflichtung (N = 277)

Anmerkung: Quelle: ISJP Online-Pretest 2006; 1 = stimme voll zu, 5 = lehne ganz ab

Tabelle 7

Faktorladungen (Varimax Rotation) für die sechs Items zur intergenerationalen familialen Verpflichtung (N = 246)

Anmerkung: Anteil erklärter Gesamtvarianz = .45; Log Likelihood (2 Faktoren): -3.34, Likelihood-Ratio-Test independent vs. saturated Chi-Quadrat (15) = 304.3, p = .00; 2 factors vs. saturated Chi-Quadrat (4) = 6.6, p = .16; BIC: 1 factor = 131.7; 2 factors = 67.2; 3 factors = 82.6

Vor der Aufnahme der Batterie in den Fragebogen der Haupterhebung wurden auf Grundlage des Online-Pretests einige Veränderungen vorgenommen. Um das Problem der sozialen Erwünschtheit zu reduzieren, wurde das Item D umformuliert. Zudem wurde in der Einleitungsfrage "Pflichten" durch "Aufgaben" ersetzt, da mehrere Kommentare zeigten, dass der Stimulus als zu determinativ wahrgenommen wurde.

Stichproben

Online-Pretest. Für die webbasierte Befragung wurde ein HTML-Fragebogen erstellt und eine E-Mail mit der Bitte um Teilnahme an eine Reihe von Sozialforschern an deutschen Universitäten und Forschungsinstituten sowie an Studierende des Instituts für Sozialwissenschaften an der Humboldt-Universität zu Berlin versandt. Die Angeschriebenen wurden darüber hinaus gebeten, Verwandte und Bekannte zur Teilnahme an diesem Online-Pretest zu ermuntern. Der Fragebogen konnte zwischen dem 25.1.2006 und dem 29.1.2006 über die Internetseite www.empisoz.de anonym beantwortet werden. Neben dem hier beschriebenen Instrument umfasste er drei weitere Itembatterien zu altersvorbezogenen GerechtigkeitsideologienName=Gerechtigkeit Altersvorsorge; HotwordStyle=BookDefault;  (Gerlitz et al. 2007; Mühleck & Scheller 2008), familialen Unterstützungsideologien (Gerlitz 2008) sowie intergenerationalen gesellschaftlichen Verantwortlichkeiten. Die Teilnehmer bewerteten so insgesamt 38 Aussagen. Am Ende des Online-Fragebogens konnten sie Kommentare und Verständnisprobleme äußern.

Bevökerungsstudie. Die Hauptuntersuchung war Bestandteil der vierten Welle des International Social Justice Projects (ISJPHotwordStyle=None; ) 2006. Sie wurde in Deutschland, Israel, Tschechien und Chile durchgeführt. Es handelt sich um eine standardisierte allgemeine Bevölkerungsumfrage, die in den teilnehmenden Ländern anhand repräsentativer Stichproben durchgeführt wurde. Die Daten für Deutschland wurden in den alten und neuen Bundesländern vom 15. Mai bis zum 27. Juli 2006 erhoben. Dafür wurden etwa eineinhalbstündige Face-to-Face-Interviews in den Wohnungen der Befragten durchgeführt. Die Grundgesamtheit waren alle wahlberechtigten, in Privathaushalten lebenden Personen mit deutscher Staatsangehörigkeit im Alter von 18 bis 85 Jahre. Das Auswahlverfahren war zweistufig angelegt.

Online-Pretest. 277 Personen einer webbasierten Befragung. 59% von ihnen waren männlich, 5% waren älter als 61 Jahre, 22% waren zwischen 35 und 60 Jahre und 73% unter 35 Jahre alt.

Bevölkerungsstichprobe. 3059 Personen der Allgemeinbevölkerung, die einem Face-to-Face-Interview unterzogen wurden. 51% von ihnen waren weiblich, 77% lebten in den alten Bundesländern. 29% waren zwischen 18 und 34 Jahre alt, 35% zwischen 35 und 59 Jahre und 36% zwischen 60 und 85 Jahre.

Itemanalysen

Zur Untersuchung der Dimensionalität wurde anhand des Kaiser-Meyer-Olkin-Kriteriums (Kaiser 1974) ermittelt, inwieweit die einzelnen Indikatoren sowie die gemeinsame Korrelationsmatrix für eine Faktorenanalyse geeignet sind. Um Aussagen über die Signifikanz der Faktorlösungen machen zu können, wurde zur Extraktion die Maximum-Likelihood-Faktorenanalyse (Jöreskog 1969, Kim & Mueller 1978, S. 23ff) verwendet. Das Bayes Informationskriterium (BIC; Schwarz 1978) gab zudem Aufschluss darüber, ob die ideale Anzahl an Faktoren extrahiert wurde. Zusätzlich wurde die durch die rotierten Faktoren erklärte Varianz betrachtet, die ähnlich wie der Eigenwert interpretiert werden kann. Da davon ausgegangen wurde, dass es sich bei den familialen Unterstützungsideologien um voneinander unabhängige Dimensionen handelt, wurden orthogonale Rotationen vorgenommen. Da es sich um ordinalskalierte Variablen handelt, wurden zudem sämtliche Faktorlösungen anhand von Faktorenanalysen mit polychorischen Korrelationskoeffizienten (Olsson 1979) überprüft.

Online-Pretest. Nach dem Kaiser-Meyer-Olkin Kriterium ist die gemeinsame Korrelationsmatrix der Batterie für eine Faktorenanalyse gut geeignet. Der Wert der Korrelationsmatrix beträgt .73. Auch die Werte der Einzelitems liegen über .70. Die orthogonal rotierten zwei-Faktor-Lösungen für die acht Name=t6; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d142; (Tabelle 4) und die sechsName=t7; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d142;  (Tabelle 7) Item Version sind nach dem Likelihood-Ratio-Test signifikant, erzielen den kleinsten BIC und erklären ausreichend Varianz. Die zwei Dimensionen laden wie erwartet auf den sechs Items: die erste reflektiert danach eine Verpflichtung der älteren gegenüber den jüngeren Angehörigen (V-Ältere), die zweite eine Verpflichtung der jüngeren gegenüber den älteren Angehörigen (V-Jüngere). Diese Faktorlösung konnte durch eine Faktorenanalyse polychorischer Korrelationskoeffizienten repliziert werden.

Bevölkerungsstichprobe. Die Korrelationsmatrix der sechs ItemsName=an4; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d142;  ist nach dem Kaiser-Meyer-Olkin Kriterium für eine Dimensionsreduktion geeignet. Der KMO-Wert der Korrelationsmatrix beträgt .70, die Werte der einzelnen Items liegen zwischen .54 und .77. Die rotierte Zwei-Faktoren-Lösung (Tabelle 8) ist nach dem Likelihood-Ratio-Test signifikant, erzielt den kleinsten BIC und erklärt hinreichend Varianz. Die Ladungen auf den sechs Items entsprechen den theoretischen Erwartungen. Der erste Faktor repräsentiert erneut eine Verpflichtung der älteren gegenüber den jüngeren Angehörigen (V-Ältere), der zweite Faktor eine Verpflichtung der jüngeren gegenüber den älteren Angehörigen (V-Jüngere). Auch diese Faktorlösung wurde durch eine Faktorenanalyse polychorischer Korrelationskoeffizienten repliziert.

Tabelle 8

Faktorladungen (Varimax Rotation) für die sechs Items zur intergenerationalen familialen Verpflichtung (N = 2821)

Anmerkung. Anteil erklärter Gesamtvarianz = .38; Log Likelihood (2 Faktoren) = -17.98, Likelihood-Ratio-Test independent vs. saturated Chi-Quadrat (15) = 2462.2, p = .00; 2 factors vs. saturated Chi-Quadrat (4) = 35.9, p = .00; BIC: 1 factor = 645.8; 2 factors = 123.4; 3 factors = 119.2:

Itemkennwerte

Auf eine über die Faktorenanalyse (Tabelle 8)Name=t8; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d142;  hinausgehende Prüfung der Güte der Einzelitems wurde aufgrund der hohen Stabilität und Qualität der Faktorlösung verzichtet.

Reliabilität

Zur Bestimmung der Reliabilität des Erhebungsinstruments wurde Cronbachs Alpha für jede Dimension berechnet. Als intern konsistent bzw. reliabel gelten in der Regel Skalen mit einem Cronbachs Alpha ab .70. Allerdings ist seine Interpretation problematisch, da er mit der Anzahl der Items ansteigt (vgl. Cortina, 1993). Da hier Dimensionen mit geringer Itemanzahl untersucht wurden und daher mit relativ niedrigen Alphas zu rechnen war, wurde eine Bewertung der Reliabilität des Instruments allein aufgrund dieses Verfahrens als sinnlos angesehen. Daher wurde die Zuverlässigkeit des Instruments zusätzlich anhand von Faktorenanalysen mit Subsamples aus beiden

Datensätzen überprüft: Der Datensatz des Online-Pretests wurde hierzu per Zufallsauswahl in zwei Teilstichproben unterteilt. Mit dem ISJP 2006 wurden getrennte Analysen nach Geschlecht, Altersgruppen und Ost/West vorgenommen.

Online-Pretest. Cronbachs Alpha der Items der Dimension Verpflichtung der älteren gegenüber den jüngeren Angehörigen (V-Ältere) beträgt .67 und im Fall der Items der Dimension Verpflichtung der jüngeren gegenüber den älteren Angehörigen (V-Jüngere) .65. Die Faktorlösung ist in beiden Teilstichproben sehr stabil.

Bevölkerungsstichprobe. Cronbachs Alpha beträgt .65 für Verpflichtungen der älteren gegenüber den jüngeren Angehörigen (V-Ältere) und .52 für Verpflichtungen der jüngeren gegenüber den älteren Angehörigen (V-Jüngere). Erneut ist die Faktorlösung nach getrennten Analysen der Daten für die beiden Geschlechtergruppen, verschiedene Altersgruppen und für Befragte aus Ost- bzw. Westdeutschland sehr stabil.

Validität

Es liegen keine Angaben vor.

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Online-Pretest. Die Pretestantworten zur Hälfte der acht Items sind annähernd normalverteiltName=t4; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d142;  (Tabelle 9) und streuen hinreichend. Die Antworten zu den Items C, D, E und F sind zwar deutlich schiefer verteilt, streuen aber auch relativ stark.

Bevölkerungsstichprobe. Die Antworten zum Großteil der sechs Items sind ebenfalls annähernd normalverteilt (Tabelle 10) und streuen zufriedenstellend, die zu den Items C und F sind zwar linksschief verteilt, streuen jedoch ebenfalls stark.

Tabelle 9

Prozentuale Antworthäufigkeiten für die Items zur intergenerationalen familialen Verpflichtung (N = 277)

Anmerkung. Quelle: ISJP Online-Pretest 2006; 1 = stimme voll zu, 5 = lehne ganz ab

Tabelle 10

Prozentuale Antworthäufigkeiten für die Items zur intergenerationalen familialen Verpflichtung (N = 3059)

Anmerkung. Quelle: ISJP 2006, Frage 84; 1 = stimme voll zu, 5 = lehne ganz ab