Zusammenfassung
Im vorliegenden Kapitel wird der Einfluss von Eltern und Gleichaltrigen auf das Wahlverhalten der jugendlichen Erstwähler untersucht. Einfluss wird dabei als Übereinstimmung gefasst. Neben den Angaben der Jugendlichen werden die Angaben der Eltern und der Freunde in die Analysen einbezogen. Der Einbezug der Angaben von Eltern und Freunden hat den Vorteil, dass wir uns in Bezug auf die Übereinstimmungen im Wahlverhalten nicht auf die Wahrnehmung der Übereinstimmung durch die Jugendlichen stützen — diese entspricht häufig nicht der Realität — sondern auf die tatsächliche Übereinstimmung zwischen Jugendlichen und Eltern sowie zwischen Jugendlichen und Freunden (Wasmund, 1982; Silbiger, 1977).
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Literatur
Es wurden zwei logistische Regressionen berechnet, eine für den Einfluss des Geschlechts auf die Indikatorvariable der Übereinstimmung mit den Müttern und eine für den Einfluss des Geschlechts auf die Indikatorvariable der Übereinstimmung mit den Vätern. In beiden Fällen erwies sich der Einfluss des Geschlechts als nicht signifikant.
Die logistischen Regressionen prüften den Einfluss der Homogenität der Eltern (kein Elternteil, ein Elternteil, beide Elternteile hatten die jeweilige Partei gewählt) auf die entsprechende Parteiwahl der Jugendlichen. Die Kontraste wurden so spezifiziert, dass jeweils die Kategorien „ein Elternteil“ gegen „kein Elterteil” sowie „beide Elternteile“ gegen „ein Elternteil” getestet wurden.
Die Jugendlichen wurden gefragt, ob sie wissen, für welche Partei ihre Mutter und ihr Vater jeweils Sympathie haben. Die Frage konnte mit (0),nein` oder (1),ja` beantwortet werden.
Die Jugendlichen wurden gefragt, wie wichtig die Mutter beziehungsweise der Vater zur Zeit für ihr Leben seien. Die Antworten konnten anhand von Fünf-Punkt-Skalen abgestuft werden. Da die Antworten sehr schief verteilt waren, wurden die Variablen für die Analysen dichotomisiert.
Diese wurde additiv aus drei Items gebildet, von denen jedes einzeln anhand einer FünfPunkt-Skala bewertet werden sollte. Die Items lauteten: „Was auch passiert, meine Familie hält zusammen“, „In unserer Familie kann man sich aufeinander verlassen” und „Wenn es mal echt schwierig werden sollte, würden wir uns zu Hause bestimmt beistehen“. Da die Antworten sehr schief verteilt waren, wurde die Skala dichotomisiert.
Die Kreuzpfadmodelle wurden mit Hilfe eines Statistikprogramms (LEM) berechnet, das für die Analyse von kategorialen Daten entwickelt wurde (Vermunt, 1997 ). Das Testen von Modellen erfolgt auf ähnliche Weise, wie in den bekannteren Programmen zur Berechnung von Strukturgleichungsmodellen für kontinuierliche Daten (z.B. LISREL oder AMOS). Ein theoretisch postuliertes Modell wird an die Daten „angepasst“, das heißt es wird überprüft, ob es die Daten hinreichend gut erklärt. Weichen die durch das Modell geschätzten Werte (im Falle unserer Modelle handelt es sich um Zellhäufigkeiten) stark von den beobachteten Werten ab, ergibt sich ein signifikanter L2-Wert („likelihood-ratio chi-squared statistic”) und das Modell muss verworfen werden. Ziel ist es, ein möglichst sparsames Modell zu entwickeln, das die Daten aber noch hinreichend gut erklärt. Auf der einen Seite kann ein schlecht passendes Modell durch das Zulassen weiterer Erklärungsterme verbessert werden, auf der anderen Seite kann ein gut passendes Modell durch das Entfernen nicht notwendiger Terme sparsamer gestaltet werden. Im Folgenden wurde zunächst immer das Kreuzpfadmodell angepasst, welches dann als Ausgangsmodell entweder für das Zulassen weiterer notwendiger Terme oder das Weglassen nicht signifikanter Terme diente. Dokumentiert sind jeweils nur die Endmodelle.
Das Modell, das die Vierfach-Interaktion enthält, entspricht dem saturierten Modell, welches alle möglichen Erklärungsterme enthält. In diesem Fall stimmen die durch das Modell geschätzten Werte vollständig mit den beobachteten Werten überein. Ein Test der Güte des Modells ist dann nicht mehr möglich, da keine Freiheitsgrade mehr zur Verfügung stehen.
Um dies zu prüfen, wurde für jede Partei und fürs Nichtwählen ein Allgemeines Lineares Modell mit Messwiederholung auf dem Faktor „Person“ berechnet. Der Faktor „Person” hatte die zwei Abstufungen „Jugendliche“ und „Freunde”. In keinem Fall ergab sich ein signitikanter Unterschied zwischen den Jugendlichen und den Freunden.
Beispielsweise lag das politische Interesse bei den männlichen Jugendlichen mit einem Mittelwert von 3.57 (SD = 0.89) signifikant höher als bei den weiblichen Jugendlichen (M = 3.12, SD = 0.69).
Die männlichen Jugendlichen kommunizierten tatsächlich signifikant häufiger mit Freunden (M = 3.08, SD = 0.79) als die weiblichen Jugendlichen (M = 2.74, SD = 0. 69 ).
Um den kurvilienaren Einfluss des politischen Interesses der Jugendlichen auf die Übereinstimmung im Wahlverhalten zwischen Jugendlichen und Freunden zu testen, wurde das politische Interesse trichotomisiert (schwach, mittel, stark). Die Kontraste wurden so spezifiziert, dass die Kategorien „mittel“ gegen „schwach” und „stark“ gegen „mittel” getestet wurden.
Die Jugendlichen wurden gefragt, wie wichtig die beste Freundin oder der beste Freund sowie Freunde allgemein zur Zeit für ihr Leben seien. Die Antworten konnten anhand von Fünf-Punkt-Skalen abgestuft werden. Da die Antworten sehr schief verteilt waren, wurden die Variablen dichotomisiert.
Im ersten Fall lag der Eltern-Kind-Triadendatensatz zugrunde und im zweiten Fall der Jugendl i che-Freunde-Dyadendaten Satz.
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Schmid, C. (2001). Der Einfluss von Eltern und Gleichaltrigen auf das Wahlverhalten von Erstwählern. In: Kuhn, HP., Weiss, K., Oswald, H. (eds) Jugendliche Wähler in den neuen Bundesländern. VS Verlag für Sozialwissenschaften, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-10452-0_6
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