Die Sozialpolitik setzt sich mit Risiken auseinander, mit denen Bürger im Laufe ihres Lebens konfrontiert sind, wie z.B. Krankheiten, Arbeitslosigkeit und dem Alter. Verschiedene soziale und institutionelle Akteure bieten Schutz gegen solche Risiken, indem sie beispielsweise finanzielle Unterstützung in Notlagen anbieten. Sozialpolitik kann demnach als (1) Bewältigung der allgemeinen Verletzlichkeit und (2) Befriedigung des Bedürfnisses nach Schutz angesehen werden. Die Sozialpolitik ist relevant für den Alltag der Menschen und das Angebot hat in den letzten Dekaden weiter zugenommen. Die Bewohner der nationalen Wohlfahrtstaaten finanzieren und nutzen das System. Daher ist es von großer Bedeutung, die Einstellungen und Bewertungen gegenüber der Gestaltung, der Legitimierung und den Veränderungen des Wohlfahrtstaats und seiner Politik zu untersuchen (Svallfors et al., 2007a).

Die Skala zur Bewertung der Sozialpolitik stellt nur einen Teil eines größeren Forschungsgegenstandes dar. Es wird angenommen, dass Risiken, Ressourcen und die institutionellen Bedingungen als Mediatoren für den Zusammenhang zwischen Risiken und Ressourcen sowie institutionellen Faktoren auf der einen Seite und Einstellungen zur und Bewertungen der Sozialpolitik auf der anderen Seite fungieren (Svallfors et al., 2007b). Der konzeptionelle Rahmen von Einstellungen zur Sozialpolitik ist in Abbildung 1 dargestellt:

Abbildung 1. Der konzeptionelle Rahmen für die Analyse von Einstellungen zur Sozialpolitik (Quelle: Svallfors et al., 2007a, S. 4)

Wie aus der Abbildung 1 hervorgeht, wird davon ausgegangen, dass sich die Einstellungen zur Sozialpolitik und die Bewertung selbiger wechselseitig beeinflussen. Der Faktor der Bewertung der Sozialpolitik lässt sich dabei in drei Aspekte unterteilen:

Der erste Evaluierungsaspekt befasst sich mit der Aufgabenerfüllung seitens des Wohlfahrtstaats, d.h., inwiefern die Sozialpolitik die Probleme, die sie lösen sollte, auch wirklich löst und wie gut die Qualität des Angebots ihrer Leistungen ist. Dieser Punkt kann sowohl auf individueller als auch auf gesellschaftlicher Ebene betrachtet werden, indem beispielsweise zum einen nach der Beurteilung der eigenen Rente gefragt wird, aber auch nach der Beurteilung des allgemeinen Rentenniveaus in einem Land (Svallfors et al., 2007b). Daneben ist ebenfalls die Bewertung ökonomischer Konsequenzen der Sozialpolitik von Bedeutung. Hierbei geht es darum, ob die Art der Politik die Wirtschaft eher ankurbelt oder schwächt, den Grad der Ungleichheit in einer Gesellschaft oder aber auch die Arbeitsethik der Menschen positiv bzw. negativ beeinflusst (Svallfors et al., 2007b). Der dritte Punkt umfasst die wahrgenommenen moralischen und sozialen Folgen der Sozialpolitik, wie z.B. ihren Einfluss auf Scheidungen, Kindererziehung und Familien- sowie Geschlechterrollen. Diese drei Bereiche bildeten die Basis für das Generieren der Items.

Weitere Informationen zum theoretischen Hintergrund der Skala sind auf der Internetseite des European Social Surveys zu finden.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Das hier dokumentierte Instrument basiert auf 13 Items, die von Scallvors et al. speziell für die vierte Runde des European Social Surveys (ESS) als Teil eines der beiden „Rotating Modules“ entwickelt wurden, um die Bewertung der Sozialpolitik zu erfassen.

Ursprünglich bestand die Skala aus insgesamt 16 Items, die sich auf die Bereiche „evaluations of task performance“, „evaluations of economic consequences“ und „evaluations of moral/social consequences“ beziehen. Diese Fassung wurde in einem umfassenden Revidierungsprozess zwischen den Autoren der Skala sowie dem Central Coordinating Team (CCT), überarbeitet. Das CCT besteht aus Vertretern verschiedener europäischer Forschungsinstitute, die für das Design, den Inhalt, die Methodik sowie Koordination des ESS verantwortlich sind.

Hierfür wurden zunächst drei Feedback-Runden zwischen den beiden Teams geführt, um etwaige Probleme mit den Itemformulierungen und ihrem Verständnis zu identifizieren. Dabei hat das CCT dem Autoren-Team jeweils aus ihrer Sicht problematische Anmerkungen zur Formulierung und Reihenfolge der Items gegeben, die das Autoren-Team dann umgesetzt bzw. diskutiert hat. Nach dieser theoretischen Überarbeitung des Fragebogens wurde mit der aktuellsten Version des selbigen eine Pilotstudie in Bulgarien und Großbritannien durchgeführt. Hier wurden teilweise Probleme von Seiten der Befragten als auch von Seiten der Interviewer sichtbar, was das Verständnis und die Handhabung der Items betrifft. Auf Basis der dokumentierten Probleme bei der Erhebung und der statistischen Analyse der Daten im Hinblick auf die Dimensionalität der Skalen sowie das Ausmaß von Nonresponse bei bestimmten Items, wurden die Fragen erneut reformuliert. Zusätzlich wurden drei Items aufgrund ihrer Unverständlichkeit und geringen Faktorladung eliminiert, so dass danach die finale Version der Items feststand.

Ein genauerer Überblick über die einzelnen Stufen der Skalenentwicklung findet sich auf der Internetseite des European Social Surveys.

Stichproben

Bei der zugrundeliegenden Stichprobe handelt es sich um die vierte Welle des ESS. Die Welle wurde 2008 erhoben. Sie wurde nicht für die Entwicklung der beschriebenen Skala verwendet, sondern wird hier zur Evaluierung der Gütekriterien genutzt. Die Grundgesamtheit der Stichprobe umfasst alle in Privathaushalten lebenden Personen, die zum Befragungszeitpunkt mindestens 15 Jahre alt waren (European Social Survey, 2010). Insgesamt wurden N = 56.752 Personen aus 29 Ländern befragt. Zu den teilnehmenden Ländern gehören: Belgien, Bulgarien, Kroatien, Zypern, Tschechische Republik, Dänemark, Estland, Finnland, Frankreich, Deutschland, Griechenland, Ungarn, Irland, Israel, Lettland, Niederlande, Norwegen, Polen, Portugal, Rumänien, Russland, Slowakei, Slowenien, Spanien, Schweden, Schweiz, Türkei, Ukraine und Großbritannien. In der Stichprobe sind 45.5% Männer und 54.5% Frauen vertreten. Die Befragten sind zwischen 15 und 123 Jahre alt (M = 47.54, SD = 18.5). Stichprobengröße, Alter, Geschlecht und Bildungsabschluss für die einzelnen Länder sind in Tabelle 1 dargestellt.

Tabelle 1

Anzahl befragter Personen (N), Geschlechterverhältnis (%), Alter (M, SD) und Bildungsniveau (% nach ISCED) der Stichprobe getrennt nach Ländern und gesamt

Anm. Die Angaben sind ungewichtet. Daten für Österreich und Litauen waren nicht verfügbar. * Die Angaben zum Bildungsniveau  summieren sich nicht auf 100%, da die Kategorie „Anderer Abschluss“ nicht berichtet wurde. ¹ ISCED 0-1: Weniger als Sekundarbildung I/Unterstufe, ISCED 2: Sekundarbildung I/Unterstufe, ISCED 3: Sekundarbildung II/Oberstufe, ISCED 4: Postsekundäre Bildung, ISCED 5-6: Tertiäre Bildung, erste Stufe/Forschungsqualifikation

Die Basis für das Stichprobendesign bildete eine 3-stufige, geschichtete Zufallsauswahl. Auf der ersten Stufe wurde zufällig eine Stichprobe an Gemeinden gezogen. In einem zweiten Schritt wurden dann Haushalte ausgewählt, aus denen dann wiederum mit Hilfe der Next Birthday-Methode schließlich jeweils die endgültige Befragungsperson bestimmt wurde. In einigen Ländern wurde aufgrund methodischer Probleme ein leicht geändertes Stichprobendesign gewählt, um die nationalen Besonderheiten berücksichtigen zu können (European Social Survey, 2010). Weitere Informationen finden sich auf der Internetseite des European Social Surveys.

Variablen und Auswertungsmethode

Die vierte Welle des ESS umfasst insgesamt sechs Module, die unterschiedliche Themen behandeln. Von diesen sechs Modulen gehören vier zum Standardrepertoire, die zum größten Teil aus bereits erprobten Fragen nach verschiedenen individuellen Orientierungen und Verhaltensweisen bestehen. Dazu gehören Fragen zu den Bereichen Medien, soziales Vertrauen, Politik und politische Partizipation, subjektives Wohlbefinden und soziale Exklusion, nationale, ethnische und religiöse Loyalität sowie demografische und sozio-ökonomische Aspekte. Daneben existieren noch zwei variable Module, die sich zwischen den Wellen unterscheiden. In der vierten Welle ist dies neben dem Thema Wohlfahrtstaat und Sozialpolitik, zu der die hier dokumentierte Skala gehört, noch die Einstellung gegenüber und Erfahrung mit Altersdiskriminierung (European Social Survey, 2010).

Weitere Informationen zu den abgefragten Themen sowie einzelnen Variablen sind auf der Internetseite des European Social Surveys zu finden.

Itemanalysen

Mit den 13 Items sollten drei inhaltliche Bereiche abgedeckt werden: „evaluations of task performance“, „evaluations of economic consequences“ und „evaluations of moral/social consequences“. Die explorative Faktorenanalyse mit Oblimin-Rotation deutet jedoch auf eine vierdimensionale Struktur hin. Der Eigenwerteverlauf ist in Abbildung 2 dargestellt.

Abbildung 2. Eigenwerteverlauf einer explorativen Faktorenanalyse (Oblimin-Rotation) der Daten der Gesamtstichprobe (N = 56752)

Die Faktorladungen der Items sind in Tabelle 2 dargestellt. Auf den ersten Faktor laden die Items 11, 12 und 13. Dieser Faktor kann demnach als „Trägheit von Leistungsempfängern“ interpretiert werden. Item 1 bis Item 4 laden alle auf den zweiten Faktor, der als „Beurteilung des Lebensstandards“ bezeichnet werden kann. Der dritte Faktor besteht aus den drei Items 6,7 und 10. Er kann damit als „Soziale Folgen von Sozialleistungen“ umschrieben werden. Auf den letzten Faktor schließlich laden die beiden Items 5 und 9. Dieser Faktor erfasst demnach die „Ökonomischen Folgen von Sozialleistungen“. Item 8 lädt auf keinen der vier Faktoren eindeutig. Daher wurde dieses Item in folgenden Analysen ausgeschlossen.

Tabelle 2

Faktorladungen (F1-F4), Eigenwerte (E) und erklärte Varianzen (%V) nach einer explorativen Faktorenanalyse (Oblimin-Rotation) der Daten der Gesamtstichprobe (N = 56.752)

Anmerkungen. Die Angaben sind ungewichtet.

Das vierdimensionale Modell wurde mit einem Strukturgleichungsmodell überprüft. Das Modell mit den standardisierten Faktorladungen und der Modellfit sind in Abbildung 3 dargestellt.

Abbildung 3. Struktur und standardisierte Faktorladungen des Modells, RMSEA = .06, CFI = .95,

c² (48) = 9340.57, p < .001, N = 56.752). B = Beurteilung des Lebensstandards, O = Ökonomische Folgen von Sozialleistungen, S = Soziale Folgen von Sozialleistungen, T = Trägheit von Leistungsempfängern.

Itemkennwerte

Die Mittelwerte, Standardabweichungen, Itemschwierigkeit und Trennschärfe der Items für die Gesamtstichprobe sind in Tabelle 3 dargestellt. Die Items weisen eine mittlere Schwierigkeit auf, sodass sie gut dafür geeignet sind, um zwischen Personen zu differenzieren (30 < P < 64). Die Trennschärfe der einzelnen Items kann ebenfalls als akzeptabel beschrieben werden (.42 < T < .76).

Tabelle 3

Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD), Itemschwierigkeit (P) und Trennschärfe (T) der Items für die Gesamtstichprobe (50.556 < N < 55.919)

Anmerkungen. Die Angaben sind ungewichtet.

Reliabilität

In der ESS Gesamtstichprobe beträgt Cronbachs Alpha für die Subskalen „Trägheit von Leistungsempfängern“ α = .85, „Beurteilung des Lebensstandards“ α = .73, „Soziale Folgen von Sozialleistungen“ α = .74 und „Ökonomische Folgen von Sozialleistungen“ α = .62. Die interne Konsistenz ist damit zumindest für Gruppenuntersuchungen als zufriedenstellend zu beurteilen.

Weiterhin wurde der Compound Reliability Coefficent nach Raykov (1997) berechnet. Für die Subskala „Trägheit von Leistungsempfängern“ beträgt die Compund Reliability r = .85, für „Beurteilung des Lebensstandards“ beträgt sie r = .72, für „Soziale Folgen von Sozialleistungen“ beträgt sie r = .72 und für „Ökonomische Folgen von Sozialleistungen“ liegt sie bei r = .31.

Validität

Um die Validität der Skalen zu überprüfen, wurde das Strukturgleichungsmodell aus Abbildung 3 um weitere Kriteriumsvariablen ergänzt, die mit den latenten Faktoren „Trägheit von Leistungsempfängern“ (T), „Beurteilung des Lebensstandards“ (B), „Soziale Folgen von Sozialleistungen“ (S) und „Ökonomische Folgen von Sozialleistungen“ (O) korrelieren durften. Die Ergebnisse sind in Tabelle 4 zusammengefasst.

Tabelle 4

Korrelationen zwischen den Subskalen der Bewertung der Sozialpolitik Skala und ausgewählten Kriteriumsvariablen

Anmerkungen. Alle Korrelationen sind auf dem Signifikanzniveau p < .001 signifikant. Die Angaben sind ungewichtet. T = „Trägheit von Leistungsempfängern“, B = „Beurteilung des Lebensstandards“, S = „Soziale Folgen von Sozialleistungen“,  O = „Ökonomische Folgen von Sozialleistungen“

Für die erste Subskala „Trägheit von Leistungsempfängern“ wurde ein positiver Zusammenhang mit der Bewertung der Leistungsempfänger erwartet. Das Konstrukt besteht aus den drei Variablen „Die meisten Arbeitslosen bemühen sich nicht wirklich, eine Stelle zu finden“, „Viele Menschen schaffen es, dass sie Leistungen und Dienstleistungen erhalten, die ihnen nicht zustehen“ und „Arbeitnehmer geben häufig vor, krank zu sein, um zuhause bleiben zu können“  (α = .59). Es hat sich gezeigt, dass eine positive Einstellung zu Leistungsempfängern mit einer positiven Auffassung hinsichtlich der Trägheit der Leistungsempfänger von Sozialleistungen (r = .58, p < .001) einhergeht. Darüber hinaus zeigt sich, dass das Ausmaß des Verantwortungsbereiches der Sozialpolitik ebenfalls schwach mit der Trägheit der Leistungsempfänger zusammenhängt. Je mehr eine Person der Meinung ist, dass der Staat mehr Verantwortung in verschiedenen Bereichen übernehmen soll, desto positiver wird die Trägheit der Leistungsempfänger (r = .23, p < .001) gesehen.

Für den zweiten Faktor „Beurteilung des Lebensstandards“ wurde ein Zusammenhang mit der Zufriedenheit des Gesundheitssystems erwartet, der sich auf Grundlage der Daten auch zeigen lässt. Personen, die den Lebensstandard bestimmter Personengruppen als gut beurteilen, schätzen auch den Zustand des Gesundheitssystems als gut ein (r = .51, p < .001). Ein ähnlicher Zusammenhang zeigt sich auch bei der Einschätzung des Lebensstandards von Personen im erwerbsfähigen Alter. Je besser der Lebensstandard bestimmter Personengruppen beurteilt wird, desto geringer wird der Anteil von Personen im erwerbsfähigen Alter, die nicht genug Geld für die Güter des täglichen Bedarfs haben, eingeschätzt (r = -.49, p < .001). Hinsichtlich der Lebenszufriedenheit zeigt sich ein positiver Zusammenhang. Eine höhere Lebenszufriedenheit geht dabei mit einer besseren Beurteilung des Lebensstandards verschiedener Personengruppen einher (r = .45, p < .001). Ein negativer Zusammenhang zeigt sich im Hinblick auf das Ausmaß des Verantwortungsbereiches der Sozialpolitik. Das Konstrukt besteht aus den sechs Variablen „Sollte der Staat dafür verantwortlich sein"“ „" einen Arbeitsplatz für jeden sicherzustellen, der arbeiten will?“, „" eine ausreichende gesundheitliche Versorgung für Kranke sicherzustellen?“, „" einen angemessenen Lebensstandard im Alter sicherzustellen?“, „" einen angemessenen Lebensstandard für Arbeitslose sicherzustellen?“, „ausreichende Kinderbetreuungsmöglichkeiten für berufstätige Eltern sicherzustellen?“ und „eine bezahlte Freistellung von der Arbeit zu gewähren, für Personen, die sich vorübergehend um kranke Familienmitgliedern kümmern müssen?“ (α = .84). Der Wunsch nach einer größeren Verantwortung des Staates geht dabei mit einer schlechteren Beurteilung des Lebensstandards einher (r = -.36, p < .001).

Mit Blick auf den dritten Faktor „Soziale Folgen von Sozialleistungen“ wurden zwei Zusammenhänge erwartet. Zum einen sollte die schlechtere Beurteilung des Lebensstandards erwerbsfähiger Personen mit der geringeren Einschätzung der sozialen Auswirkungen von Sozialleistungen zusammenhängen. Zum anderen sollte eine größere Zufriedenheit mit dem Gesundheitssystem zu einer positiveren Einschätzung hinsichtlich der sozialen Konsequenzen von Sozialleistungen führen. Beide Zusammenhänge können auf Basis der Stichprobe gezeigt werden (r = -.21, p < .001; r = .24, p < .001).

Schließlich korreliert der vierte Faktor „Ökonomische Folgen von Sozialleistungen“ mit der Bewertung der Leistungsempfänger und der Einschätzung des Ausmaßes des Verantwortungsbereiches der Sozialpolitik. Personen, die Leistungsempfängern gegenüber eher positiv eingestellt sind, schätzen die wirtschaftliche Belastung von Sozialleistungen eher geringer ein (r = .53, p < .001). Auch hinsichtlich der staatlichen Verantwortung zeigt sich, dass der Wunsch nach einem größeren Ausmaß an staatlicher Regulierung mit einer besseren Beurteilung der wirtschaftlichen Folgen von Sozialleistungen zusammenhängt (r = .31, p < .001).

Zusammenfassend kann die konvergente Validität als hinreichend betrachtet werden.

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Die deskriptiven Statistiken für die vier Subskalen „Trägheit von Leistungsempfängern“, „Beurteilung des Lebensstandards“, „Soziale Folgen von Sozialleistungen“ und „Ökonomische Folgen von Sozialleistungen“  liegen sowohl für die Gesamtstichprobe als auch getrennt für Deutschland vor (Tabelle 5).

Tabelle 5

Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD), Schiefe (Sch) und Exzess (E) der vier Subskalen für Deutschland (2703 < N < 2747) und die Gesamtstichprobe (54337 < N < 56558) getrennt

Anmerkungen. Die Angaben sind ungewichtet.

Nebengütekriterien

Mit Hilfe von Messinvarianzmodellen wurde die Testfairness der Skala überprüft. Dafür wurde das Modell aus Abbildung 3 für alle 29 Länder berechnet und in Hinsicht auf die Gleichheit der Struktur und der Parameter getestet. Im konfiguralen Messinvarianzmodell wird angenommen, dass innerhalb der Daten zwar die gleiche Struktur besteht, sich die Werte der Parameter aber zwischen den Ländern unterscheiden. Das schwache Messinvarianzmodell geht davon aus, dass zumindest die Faktorladungen der Items auf die latenten Variablen gleich sind. Die vollständige Invarianz besagt, dass alle Parameter des Modells in allen Gruppen identisch sind. Die Ergebnisse sind in Tabelle 6 dargestellt.

Tabelle 6

Modellfitmaße (RMSEA, CFI, c² (df))  der Messinvarianzmodelle für die Gesamtstichprobe (N = 56752)

Anmerkungen. Die Angaben sind ungewichtet.

Vollständige Invarianz kann auf der Grundlage der Daten ausgeschlossen werden. Zwar liegt der RMSEA im Modell für die vollständige Invarianz mit einem Wert von .03 in einem annehmbaren Bereich, jedoch deutet der CFI darauf hin, dass die Modellanpassung nicht zufriedenstellend ist (CFI = .33). Das Modell für die schwache Invarianz weist insgesamt eine bessere Modellanpassung auf (RMSEA = .01, CFI = .88). Sie unterscheidet sich nur geringfügig von der des Modells für die konfigurale Invarianz (RMSEA = .01, CFI = .94). Aufgrund der geringen Unterschiede im Modellfit zwischen dem konfiguralen und dem schwachen Invarianzmodell, kann angenommen werden, dass das Modell der schwachen Invarianz gilt. Zusammenfassend kann davon ausgegangen werden, dass der Test in allen Ländern gleich fair ist und die Items von den dort lebenden Personen in derselben Weise verstanden werden.

Weiterführende Literatur

Roosma, Gelissen und Oorshot (2013) untersuchen Einstellungen zum Wohlfahrtsstaat im European Social Survey (2010). Die Autoren analysieren neben der Bewertung der Sozialpolitik auch die wahrgenommene Wirkung verschiedener Maßnahmen und kommen ebenfalls zu dem Schluss, dass die Einstellung gegenüber dem Wohlfahrtsstaat ein mehrdimensionales Konstrukt ist.