Zusammenfassung
Untersucht wird, wie sehr Partizipation an der Hochkultur (Besuch von Oper, Theater, klassischem Konzert und Museen) Lebenszufriedenheit begünstigt. Grundlage sind vier postalische Umfragen unter der erwachsenen Bevölkerung in drei deutschen Großstädten. Die Analyse zeigt, dass die Lebenszufriedenheit mit kultureller Partizipation korreliert und dass diese Beziehung auch dann bestehen bleibt, wenn man die Merkmale Geschlecht, Alter und Bildung als Kontrollvariablen in die Analyse einführt. Sobald man aber die Variablen Anomie und soziale Kontakte berücksichtigt, löst sich der Zusammenhang auf. Zufriedenheit ist nicht Folge des ästhetischen Erlebens, das mit der kulturellen Partizipation verknüpft ist, sondern allenfalls eine Folge der sozialen Einbindung, die mit diesem Lebensstil einhergeht.
Abstract
The article focuses on the relationship between life satisfaction and participation in “high culture” activities (attendance of opera, theater, classical concerts, and museums). The empirical basis is made up by four mail surveys of the adult population in three German cities. It is shown that life satisfaction is correlated with cultural participation and this also holds when the social background of the respondent—sex, age and education—is taken into consideration. However, when anomie and social contacts are brought into the analysis, the relationship diminishes. Life satisfaction is not result of the aesthetic experience that is tied up with cultural participation, but at best a result of the social involvement linked to the respective life style.
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Notes
Einen Einfluss kultureller Partizipation auf die Lebenszufriedenheit (auch nach Kontrolle sozialer Merkmale) findet sich des Weiteren in einer norwegischen Studie. Ihr zufolge gibt es ebenfalls positive Effekte auf Angsterleben, Depression und Gesundheit (Cuypers et al. 2011). Positive Effekte auf die Gesundheit finden sich ebenfalls in anderen Studien (Konlaan et al. 2000, Wilkinson et al. 2007), wobei bezüglich der Frage von Gesundheit und Mortalität offen bleiben muss, inwieweit dafür eine höhere Lebenszufriedenheit und reduziertes Stresserleben (so die Annahme von Cuypers et al. 2011, S. 5, vgl. auch Yang 2008) verantwortlich sein könnten, die Kontakte zu anderen Personen (so die Hypothese von Wilkinson et al. 2007, S. 3) oder – wie wir vermuten – andere Formen des Lebensstils: wie etwa ein weniger spannungsgeladener Lebensstil, wie er dem Hochkulturschema (Schulze 2005) eigen ist.
Die Frageformulierungen des SOEP zur Erfassung kultureller Partizipation gibt es noch in einer anderen Version. Diese stellt – anders als die vorher genannte – in den Frageformulierungen einen kulturellen Bezug her: „Besuch von kulturellen Veranstaltungen, z. B. Konzerten, Theater, Vorträgen“. Oper und Museen bzw. Ausstellungen werden in dieser Fragefassung allerdings nicht erwähnt. Welche der beiden Fassungen des SOEP von Frey gewählt wurden, ist unklar, möglicherweise wurden beide in die Kumulation der Daten einbezogen. Die von Frey genannte Frageformulierung („Wie häufig besuchen Sie in Ihrer Freizeit kulturelle Aktivitäten wie Konzerte oder Theateraufführungen“) findet sich in dieser Form jedenfalls nicht im SOEP.
Einen ähnlichen Wert haben unlängst die Autoren des Buches „Der Kulturinfarkt“ genannt. Zum Teil wurde von ihnen sogar der Anteil der „ernsthaft an Kultur Interessierten“ lediglich mit 5 % beziffert (Haselbach et al. 2012). Diese Zahlen werden von den Autoren jedoch nicht belegt (und sie lassen sich auch nicht durch Umfragen belegen).
Eine neue Variante der Messung von Lebenszufriedenheit – von Daniel Kahneman auch als „objektive Zufriedenheit“ bezeichnet – besteht in der Erfassung von Zufriedenheit in unterschiedlichen Situationen via der „Experience sampling method“ (ESM), deren Einzelwerte zu einem Gesamtmaß aufsummiert werden. Dieses kann allerdings die subjektive Zufriedenheitsmessung nicht ersetzen (vgl. Alexandrova 2005). In Abhandlungen zur Philosophie des Glücks wird der Differenziertheit in aktuelle Glücksgefühle und bilanzierendem Gesamturteil Rechnung getragen, indem in Bezug auf aktuelle Glücksgefühle auch von „episodischem“ Glück gesprochen wird und bei Urteilen über die Gesamtqualität unterschiedlich ausgedehnter Perioden von „periodischem“ Glück (vgl. Birnbacher 2005).
Die Erhebungen wurden vom Verfasser durchgeführt, mit Lehrstuhlmitteln, ergänzt – je nach Erhebung – durch Zuschüsse der Universität und/oder der Stadt Düsseldorf. Die Düsseldorfer Erhebung 2004 war Bestandteil eines Projektes zur kulturellen Partizipation, das von der Fritz Thyssen Stiftung gefördert wurde (AZ 20.030.080).
Dass eher geantwortet wird, wenn man von der Universität am eigenen Wohnort angeschrieben wird, hat sich in einer unserer Studien gezeigt, in der Dresdner Bürger im Rahmen einer Splitversion mal von der TU Dresden und mal von der Universität Düsseldorf angeschrieben wurden. Die Kontaktierung durch die eigene Heimatuniversität erbrachte die höhere Ausschöpfungsquote.
Zahl der Befragten in Dresden 1995: 887, Hamburg 2011; 695. Düsseldorf 2004: 1.044, Düsseldorf 2007: 732.
In den Städten Hamburg und Düsseldorf bedeutet dies, dass vier Indikatoren für kulturelle Nutzung zusammengefasst werden, in Dresden zwei. Letzteres bedeutet freilich keinen grundlegend anderen Zugang, da hier die gleichen kulturellen Einrichtungen einbezogen werden, die auch in den anderen Umfragen in die Skala Eingang finden.
Die Frage des SOEP lautet: „Wie zufrieden sind Sie gegenwärtig, alles in allem, mit Ihrem Leben?“ Als Antwortskala steht eine numerische Skala mit Werten zwischen 0 und 10 zur Verfügung, jeweils mit Bezeichnung der Endwerte („ganz und gar unzufrieden“ bzw. „ganz und gar zufrieden“).
Nicht in allen Studien gilt auf den ersten Blick, dass die Partizipation an der Hochkultur mit steigendem Alter zunimmt (z. B. Isengard 2005). Eine nähere Betrachtung zeigt in der Regel jedoch, dass in diesen Studien neben der Teilhabe an Einrichtungen der Hochkultur auch noch andere Aktivitäten oder Interessen in die entsprechende Variable „Hochkultur“ eingehen (z. B. bei Isengard „Ausflüge oder kurze Reisen machen“ oder – mit negativer Ladung – „Fernsehen, Video“). Diese anderen Variablen weisen z. T. umgekehrte Altersbeziehungen auf, wodurch es geschehen kann, dass der übliche Alterseffekt aufgehoben oder gar in sein Gegenteil gekehrt wird.
In Untersuchungen, in denen allgemeine Lebenszufriedenheit erfragt wird, kommt es häufiger vor, dass sich Frauen im Vergleich zu Männern zufriedener äußern (vgl. Frey und Stutzer 2002, Raffelhüschen et al. 2011, S. 53). Untersuchungen zum Thema psychische Gesundheit hingegen erbringen, dass Frauen häufiger an Depressionserfahrungen und Depressionen leiden (vgl. Wittchen 2010, S. 19). Subjektives Leiden und Einstufung der Lebenszufriedenheit sind also nicht notwendigerweise kongruent – vermutlich, weil auch Erwartungshaltungen auf Lebenszufriedenheit und Krisenerleben Einfluss nehmen und diese je nach Geschlecht unterschiedlich sein können (vgl. Reuband 1990).
Dies zeigt sich auch schon in der bivariaten Tabellenanalyse. Bei der Einschätzung, man sei „sehr zufrieden“ oder „zufrieden“ mit seinem Leben, findet sich ein Wert von 69 % bei den 18–29-Jährigen, von 72 % bei den 30–44 und den 50–59-Jährigen und von 76 % bei den über 60-Jährigen. Gemessen an der Einschätzung, man sei „sehr glücklich“ oder „glücklich“ findet sich hingegen eine umgekehrte Beziehung: von der jüngsten hin zur ältesten Altersgruppe liegen die Werte bei: 67 % – 65 % – 66 % – 57 %. Die größte Diskrepanz zwischen Lebenszufriedenheit und Glücklichsein findet sich demnach bei den über 60-Jährigen.
Wir haben zwei Varianten der Modellierung unternommen: mittels Dichotomisierung der Altersvariablen (mit den 45–49-Jährigen als Referenzkategorie) und mittels quadrierter Altersvariablen.
Auffällig ist, dass in Dresden der Effekt des Einkommens geringer ausfällt als in den anderen Städten. Es könnte sich hier um einen Kontexteffekt handeln: Die unmittelbar vorangegangenen Fragen bezogen sich auf die DDR-Zeit und das Überwachungssystem, so dass ein Teil der Befragten dadurch nicht-ökonomische Kriterien in besonderem Maße angelegt haben könnte.
Grundlage der Anomieskala sind – mit Ausnahme der Dresden-Umfrage – jeweils die drei Indikatoren, die auch in der Tabelle aufgeführt sind. In der Dresden-Umfrage standen lediglich zwei der drei Indikatoren zur Verfügung, was jedoch keinen grundlegenden Unterschied darstellen sollte: Der Effekt der Variablen dürfte allenfalls leicht beeinträchtigt sein. Die Eindimensionalität der von uns verwendeten Indikatoren wurde mittels Faktorenanalyse geprüft.
Ob eine Beziehung signifikant ist oder nicht, ist natürlich auch von der Befragtenzahl abhängig. In diesem Zusammenhang ist es erwähnenswert, dass man eine statistische Signifikanz – bei gleichem Beta-Koeffizienten – in Dresden erreichen würde, wenn man zusätzlich zu den Befragten der postalischen Erhebung jene Befragten mit einbezöge, die seinerzeit mittels Quota-Auswahl kontaktiert und um Beantwortung des gleichen, schriftlichen Fragebogens gebeten wurden (vgl. Reuband 1998). Die Zahl der Befragten steigt dann auf N = 1.472. Auf dieser breiteren Basis wird bei gleichem Beta (0,06) das statistische Signifikanzniveau von 0,05 erreicht. Bei der weiteren Analyse unter Einbeziehung des Kontaktes zu Freunden und Bekannten sinkt der Effekt freilich auch hier und unterschreitet deutlich die Signifikanzgrenze.
Auf der Basis von Besucherumfragen in den jeweiligen Kultureinrichtungen in Düsseldorf, die in den Jahren 2002–2005 Bestandteil einer Untersuchung zur kulturellen Partizipation waren (N je nach Einrichtung zwischen ca. 1.000 und 3.500 Befragte), ergab sich, dass 92 % der Theaterveranstaltungen gemeinsam mit anderen Personen besucht wurden, 87 % der Opernaufführungen, 84 % der klassischen Konzerte und 80 % der Museen. Dass sich die Verhältnisse an anderen Orten anders darstellen, ist unwahrscheinlich: Wie der Vergleich des Opernbesuchs in Düsseldorf und Köln (wo von uns ebenfalls eine Umfrage durchgeführt wurde) zeigt, sind die entsprechenden Werte in beiden Städten identisch.
Zum hohen Stellenwert des Abonnements und von Besucherorganisationen für den Opernbesuch siehe Reuband (2007).
Man könnte argumentieren, dass das Fehlen einer Beziehung womöglich auch aus der Tatsache erwächst, dass wir als unabhängige Variable die Besuchshäufigkeit in ihrem gesamten Spektrum – einschl. des seltenen Besuchs – in die Analyse einbezogen haben und nicht wie Bruno S. Frey allein die monatliche Nutzung, die naturgemäß ein intensiveres Erlebnis mit sich bringt. Nimmt man bei der unabhängigen Variablen eine Dichotomisierung analog zur Operationalisierung von Frey vor (monatlich vs. seltener/nie), ändert sich jedoch nichts an unserem Ergebnis.
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Reuband, KH. Macht Kultur glücklich? Überlegungen und Befunde zum Verhältnis von kultureller Partizipation und Lebenszufriedenheit. Österreich Z Soziol 38, 77–92 (2013). https://doi.org/10.1007/s11614-013-0073-7
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