Zusammenfassung
Nachdem im vorherigen Kapitel auf Basis der Zielsetzung der vorliegenden Studie ein Analysemodell spezifiziert und Forschungsfragen sowie Hypothesen abgeleitet wurden, soll nun das methodische Vorgehen beschrieben werden. Zunächst wird dazu die Wahl der Methode begründet und dargestellt, wie die Studie konzeptualisiert wurde, gefolgt von einer Darstellung von deren Durchführung sowie einer Beschreibung der Stichprobe. Einen Abschluss findet das Kapitel in der Vorstellung des Aufbaus des Fragebogens sowie der Messung zentraler Konstrukte.
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Notes
- 1.
Die Befragung wurde im Rahmen des Projektes „Vertrauen in Medien“ gemeinsam mit Nayla Fawzi in Auftrag gegeben und das Erhebungsinstrument im Hinblick auf die jeweiligen Forschungsinteressen konstruiert. Gefördert wurde das Vorhaben erstens durch das Zukunftskonzept LMUexcellent im Rahmen der Exzellenzinitiative der Ludwig-Maximilians-Universität München, eingeworben von Nayla Fawzi (Unterstützung des Habilitationsvorhabens), und zweitens durch die Münchener Universitätsgesellschaft, Verein der Freunde und Förderer der Ludwig-Maximilians-Universität München e. V., eingeworben von Magdalena Obermaier (Unterstützung des Dissertationsvorhabens).
- 2.
Dies wird im Falle von Festnetznummern dadurch erzielt, dass erstens für jeden Vorwahl- oder Ortsnetzbereich die Anzahl eingetragener Rufnummern ermittelt wird. Zweitens wird basierend auf Listen der jeweils vergebenen Rufnummern die Anzahl der mit mindestens einer Nummer besetzten Blocks (= gleich lange Abschnitte der Folge natürlicher Zahlen mit der Länge L, wobei L = 1 einer einfachen Telefonbuchauswahl entspricht) ermittelt. Sämtliche mit mindestens einer Rufnummer besetzten Blocks werden dann mit der maximal möglichen Anzahl von Ziffernfolgen aufgefüllt. Aus diesen Ziffernfolgen wird in einem dritten Schritt zufällig gezogen (Gabler & Häder, 1997, S. 9–16).
- 3.
Um ungleiche Auswahlwahrscheinlichkeiten aufgrund der mehrstufigen Stichprobenziehung zu korrigieren, können zum einen Design-Gewichte eingesetzt werden. Zum anderen ist es möglich, Verzerrungen durch in der Stichprobe über- oder unterrepräsentierte Bevölkerungsgruppen mittels Redressement-Gewichtung auszugleichen (Arzheimer, 2009, S. 362). Hier wird aus den folgenden Gründen davon abgesehen. Erstens ist die Anwendung von Design-Gewichten zwar unproblematisch, allerdings häufig ohne Einfluss auf die Befunde, da diese auf theoretischen Auswahlwahrscheinlichkeiten basieren (Arzheimer, 2009, S. 363; vgl. auch Rothe, 1994). Die Anwendung eines Haushaltsgewichtes (ungleiche Auswahlwahrscheinlichkeit aufgrund divergierender Anzahl an Zielpersonen) erzeugt hier größere Abweichungen. Eine Angleichung der Soziodemografie an die der Grundgesamtheit durch ein Design-Gewicht zum Ausgleich der Auswahlwahrscheinlichkeiten durch den Dual-Frame Ansatz ist in diesem Fall analog vernachlässigbar gering. Zweitens müssten die Variablen für eine Redressement-Gewichtung eng mit der Teilnahmebereitschaft assoziiert sein und Befragte sowie Verweigerer gemäß Gewichtungsvariablen in weiteren Merkmalen nicht systematisch voneinander abweichen. Zwar gibt es Hinweise, dass Zusammenhänge durch systematische Ausfälle verzerrt sein könnten. Allerdings können Gewichtungsvariablen, sofern kein starker Einfluss auf die einbezogenen Variablen besteht, diese Verzerrungen nicht wesentlich beheben; insbesondere, wenn es sich um soziodemografische Merkmale handelt, die in Analysen ohnehin als Kontrollvariablen eingehen (Arzheimer, 2009, S. 365, 375). Dagegen ist bei Redressement-Gewichtungen „stets damit zu rechnen, daß die Varianz der Parameterschätzungen durch die Gewichtung steigt. Häufig wird dieser Verlust an Präzision die Vorteile einer weniger stark verzerrten Parameterschätzung überwiegen“ (Arzheimer, 2009, S. 375). Sofern es in der ungewichteten Stichprobe jedoch zu einer eingeschränkten Varianz von Merkmalen kommt, könnte die Assoziation in der Grundgesamtheit unterschätzt werden (Rasch, Friese, Hofmann & Naumann, 2014, S. 92). Dies ist bei der Interpretation zu beachten.
- 4.
Im Folgenden wird auf die Variablen eingegangen, die in der vorliegenden Studie Verwendung finden; für weitere Operationalisierungen im Rahmen des Projektes „Vertrauen in Medien“ vgl. Fragebogen Projekt „Vertrauen in Medien“, elektronisches Zusatzmaterial.
- 5.
Eine explorative Faktorenanalyse (EFA), die im Folgenden immer dann Einsatz findet, sofern nicht bereits entsprechende theoretische oder empirische Evidenzen zu möglichen Faktormodellen existieren, zeigt zwar, dass Medienskepsis und Medienzynismus auf einen Faktor laden (vgl. Tabelle 1, elektronisches Zusatzmaterial). Allerdings lädt Medienskepsis unzureichend schwach auf den Faktor, was auch empirisch für die theoretisch gefasste Distinktheit beider spricht.
- 6.
So wird angenommen, dass die Selbsteinstufung im Links-Rechts-Spektrum Orientierung im politischen Raum bietet (Neundorf, 2012, S. 228; vgl. auch Neundorf, 2009). Analog zeigt Neundorf (2012, S. 247) im Längsschnitt konsistentes Wahlverhalten gemäß der politischen Grundorientierung und demonstriert, dass Wähler eher an ihr politisches Lager gebunden sind als an Parteipräferenzen.
- 7.
Die Mehrheit der Befragten jeglicher Parteipräferenz verortet sich im mittleren Bereich (Skalenpunkte 3 bis 7, „CDU/CSU“ = 93 %, „SPD“ = 88 %, „Bündnis 90/Die Grünen“ = 89 %, „Die Linke“ = 60 %, „FDP“ = 87 %, „AfD“ = 74 %), Chi2 (10) = 128.59, p < .001, Monte-Carlo-Signifikanz (99 % Konfidenzintervall, 10.000 Stichprobentabellen, Senchaudhuri, Mehta & Patel, 1995, S. 640). Eine weiter linksgerichtete Orientierung teilt im Vergleich der größere Anteil der Befragten mit Präferenz der Linken (Skalenpunkte 0 bis 2, „CDU/CSU“ = 2 %, „SPD“ = 11 %, „Bündnis 90/Die Grünen“ = 12 %, „Die Linke“ = 40 %, „FDP“ = 3 %, „AfD“ = 2 %). Eine weiter rechtsgerichtete Orientierung geben in Relation am häufigsten Befragte mit Präferenz der AfD an (Skalenpunkte 8 bis 10, „CDU/CSU“ = 5 %, „SPD“ = 1 %, „Bündnis 90/Die Grünen“ = 0 %, „Die Linke“ = 2 %, „FDP“ = 10 %, „AfD“ = 24 %).
- 8.
Wegen mangelhafter Stichprobeneignung (KMO = .619) wurde von einer Dimensionsreduktion abgesehen.
- 9.
Auf die von Urban & Schweiger (2014, S. 831–832) vorgeschlagene Dimension der Ethik wurde hier verzichtet, da die Autoren zeigen, dass die normative Qualitätswahrnehmung weniger von dieser abhängt. Zudem sollte die normative Qualitätsbewertung aktueller Berichterstattung im Allgemeinen operationalisiert werden. Zwar sind die in der Literatur prominenten Kriterien zur Bewertung der normativen Qualität aktueller Berichterstattung womöglich auf singuläre meinungsbetonte Beiträge wie Kommentare nicht ohne Weiteres übertragbar (z. B. Ausgewogenheit). Da allerdings eine generalisierte Bewertung der Berichterstattung interessiert, fällt dies womöglich weniger ins Gewicht, auch weil sich Kriterien wie Ausgewogenheit beispielsweise außenpluralistisch teils durchaus auf meinungsbezogene Beiträge anwenden lassen. Dem wird für die Operationalisierung der wahrgenommenen normativen journalistischen Qualität gefolgt; bei der Interpretation ist dies dennoch zu berücksichtigen.
- 10.
Auch wird in der Literatur vorgeschlagen, zur Überprüfung der diskriminanten Validität die „average variance extracted“ (AVE) der latenten Faktoren heranzuziehen (d. h. den Quotienten addierter erklärter Varianzen der manifesten Variablen durch den latenten Faktor sowie der Anzahl manifester Variablen) und diese mit der quadrierten Korrelation zwischen den latenten Faktoren zu vergleichen (Fornell & Larcker, 1981, S. 46). Hier liegt die AVE (normative Qualität: .52, Glaubwürdigkeit: .72) weit unter der quadrierten Korrelation zwischen den Faktoren (= .85), was eine mangelnde diskriminante Validität bekräftigt. Allerdings liegt die AVE über .50, was bedeutet, dass ein höherer Anteil der Varianz der Indikatoren durch den latenten Faktor erklärt wird, als Messfehlern geschuldet ist. Dies lässt auf konvergente Validität der Indikatoren sowie des Konstruktes schließen.
- 11.
Eine EFA zeigt hierzu, dass wahrgenommene Einflüsse aus Politik (M = 2.79, SD = .96, α = .82) und Wirtschaft (M = 3.12, SD = .84, α = .75) sowie Boulevardisierungstendenzen (M = 2.79, SD = .75, α = .68) jeweils auf einen Faktor laden (vgl. Tabelle 2, elektronisches Zusatzmaterial). Die Items wurden bereits in Einklang mit den extrahierten Faktoren berichtet.
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6.1 Elektronisches Zusatzmaterial
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Obermaier, M. (2020). Methodisches Vorgehen. In: Vertrauen in journalistische Medien aus Sicht der Rezipienten. Springer VS, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-658-31154-4_6
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Publisher Name: Springer VS, Wiesbaden
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