Wie die Stichprobenziehung war auch die Gewichtung soweit wie möglich identisch bei allen drei Erhebungsmodi angelegt. Die Tatsache, dass es sich bei der CATI- und bei der CAPI-Stichprobe jeweils um eine Haushaltsstichprobe handelte, bei der CA-WI-Stichprobe jedoch um eine Personenstichprobe, hatte auch bei der Gewichtung Unterschiede im Verfahren zur Folge. Bei den beiden Haushaltsstichproben musste in einem ersten Schritt im Rahmen einer Designgewichtung die unterschiedliche Auswahlwahrscheinlichkeit für die Auswahl der Zielperson ausgeglichen werden.
Dieser Schritt der Designgewichtung entfällt für die CAWI-Stichprobe, da die Aus-wahlwahrscheinlichkeit, Teilnehmer des Access-Panels zu werden, nicht berechnet werden kann. Deshalb erfolgte für die Gewichtung der CAWI-Stichprobe ausschließ-lich eine Ausfallgewichtung auf Personenebene. Dieser Gewichtungsschritt war bei der CATI- und CAPI-Gewichtung der zweite Schritt, der im Anschluss an die Design-gewichtung erfolgte. Ein weiterer Unterschied bestand hinsichtlich der Gewichtung nach regionalen Merkmalen. Da für die CAWI-Stichprobe lediglich die Informationen zum Bundesland vorlagen, konnte hier keine Gewichtung nach BIK-Typen sowie Re-gierungsbezirken vorgenommen werden, wie es bei CATI und CAPI der Fall war.
Im Folgenden wird das Gewichtungsverfahren beschrieben und ein Vergleich der zwei Gütekriterien Effektivität sowie Standardabweichung der Gewichtungsfaktoren vorgenommen.
3.4.1 Gewichtung aufgrund von Stichprobendesign und Ausfallgeschehen Die Auswahl der zu befragenden Zielperson erfolgt bei einer telefonischen wie bei einer persönlich-mündlichen Befragung in zwei Schritten: Im ersten Schritt wird ein Haushalt ausgewählt, im zweiten Schritt dann innerhalb des Haushalts die Zielper-son.13 Aufgrund dieses Vorgehens gibt es folgende Designkomponenten, die die Proportionalität der Abbildung beeinträchtigen: zunächst die von der Zahl der zur Zielgesamtheit gehörenden Personen im Haushalt abhängige Auswahlwahrschein-lichkeit für Personen. Hinzu kommt bei der telefonbasierten Erhebung die von der Zahl der für Gespräche nutzbaren Anschlüsse abhängige Auswahlwahrscheinlichkeit für Telefonhaushalte. Darüber hinaus gibt es einen zweiten Ursachenkomplex für Abbildungsprobleme, der auf alle drei Stichproben – also auch auf CAWI – zutrifft:
Einerseits ist bei Zufallsstichproben ein Zufallsfehler unvermeidlich, andererseits sind
13 Vgl. ausführlich zur Stichprobenanlage der CATI-Erhebung TNS Infratest Sozialforschung, 2012:
BIBB/BAuA-Erwerbstätigenbefragung 2011/2012 – Feldbericht – Los 1.
bei jeder auf Freiwilligkeit basierenden Befragung non-response-bedingte Selektivitä-ten zu konstatieren.
Die Ursachen für Abbildungsprobleme gilt es zu prüfen und im Rahmen des Gewich-tungs- und Hochrechnungsmodells zu korrigieren. Das geschieht nach folgenden Grundsätzen:
Designgewichtung
Die designbedingten Unterschiede in den Auswahlwahrscheinlichkeiten sind theore-tisch und praktheore-tisch leicht mittels Gewichtung zu korrigieren. Dazu bedarf es lediglich der im Interview erhobenen Zahl der Festnetzanschlüsse, über die der Haushalt er-reichbar ist (für CATI), sowie der Zahl der im Haushalt lebenden Personen der Ziel-gruppe (für CATI und CAPI).
Ausfallgewichtung
Anders ist es mit der Korrektur der Abbildungsprobleme, die durch selektive Ausfälle entstehen. Ausfallgewichtungen bei Querschnittsstichproben orientieren sich an den Strukturen der realisierten Stichprobe und deren Vergleich mit Strukturen der Grund-gesamtheit. Die Stichprobenstrukturen werden denen der Grundgesamtheit mittels Gewichtungsfaktoren angepasst. Voraussetzung ist die Verfügbarkeit von Referenz-statistiken, die (per Konvention) als Abbildung der Grundgesamtheit gelten und die interessierenden Strukturmerkmale in vergleichbarer Weise abbilden. Es empfiehlt sich, solche Strukturgewichtungen so behutsam wie möglich vorzunehmen und dabei Merkmale (und deren Kombinationen) zu verwenden, die möglichst hoch mit den Zielmerkmalen der Untersuchung korreliert sind.14
3.4.1.1 Designgewichtung Auswahlchance des Haushalts
An erster Stelle steht die Korrektur der Auswahlwahrscheinlichkeiten der Haushalte.
Diese ist bei der persönlich-mündlichen Erhebung im Rahmen des Random-Route-Verfahrens für alle zufällig ausgewählten Haushalte dieselbe. Bei der telefonischen Erhebung unterscheidet sich diese in Abhängigkeit von der Anzahl der Festnetzan-schlüsse, über die der jeweilige Haushalt für Gespräche erreichbar ist. Alle An-schlussnummern werden nach dem Gabler-Häder-Verfahren und daher mit identi-schen Wahrscheinlichkeiten ausgewählt. Die Wahrscheinlichkeit, dass ein Haushalt in die Stichprobenauswahl gelangt, ist daher direkt proportional zur Zahl der Fest-netznummern, über die er erreichbar ist. Ein Gewichtungsfaktor, der reziprok zu die-ser Zahl ist, gleicht diese Unterschiede aus. Diedie-ser Korrekturfaktor dient als Ein-gangsfaktor für die nachfolgenden Gewichtungsschritte.
Die CATI-Stichprobe wird nach dem Prinzip der so genannten Nettosteuerung reali-siert. Dabei wird dem Sample-Management-System (SMS) die regionale Zellenver-teilung quantitativ vorgegeben, die die realisierte Stichprobe erreichen soll. Ergebnis dieser Steuerung ist eine Nettostichprobe, die nur marginal von der vorgesehenen Regionalverteilung der Privathaushalte abweicht, also praktisch keine oder nur sehr gering von 1 abweichende Gewichtungsfaktoren benötigt.
14 Vgl. Heyde, Christian von der, 1999: Techniken und Möglichkeiten der Realisierung von Random-Stichproben, Abschnitt Gewichtung. S. 54 ff. in: ADM, AG.MA (Hrsg): Stichproben-Verfahren in der Umfrageforschung. Opladen: Leske + Budrich.
Bei der CAPI-Stichprobe werden die Samplepoints sowie die Zahl der darin zu befra-genden Haushalte mit Wahrscheinlichkeiten proportional zur regionalen Verteilung der Haushalte gezogen. Da diese Auswahl a priori erfolgt und in der Feldarbeit nicht so zeitnah gemonitort und nachjustiert werden kann, wie dies bei der Steuerung der CATI-Stichprobe möglich ist, sind bei der realisierten CAPI-Stichprobe größere Ab-weichungen hinsichtlich der regionalen Sollverteilung zu erwarten als bei CATI.
Unabhängig davon, wie gering oder groß die regionalen Abweichungen in der Netto-stichprobe sind, wurden diese durch die Anpassung an zwei Ränder, die sich aus der Kombination verschiedener regionaler Merkmale ergeben, ausgeglichen (vgl.
Tab. 3.1, 1. Stufe). Dadurch wird erreicht, dass die Regionalverteilung der Haushalte vor Umwandlung in eine Personenstichprobe und vor der Ausfallgewichtung der re-gionalen Sollverteilung entspricht.
Auswahlchance der Person
Pro Haushalt wird eine Person für die Befragung zufällig ausgewählt. Die Aus-wahlchance der Person ist umgekehrt proportional zur Zahl der Zielpersonen im Haushalt – bei dieser Untersuchung Personen ab 15 Jahren. Diese Zahl wird im Ein-gangsteil des Interviews ermittelt und dient jetzt dazu, durch faktorielle Gewichtung jeder Person die gleiche Auswahlwahrscheinlichkeit zu geben (vgl. Tab. 3.1, 2. Stufe). Als Produkt aus diesem Faktor und dem Haushaltsgewicht errechnet sich ein Designgewicht, welches auch „Umwandlungsfaktor“ genannt wird, weil es die zu-nächst haushaltsproportionale Stichprobe in eine personenproportionale Stichprobe umwandelt. Dieses Gewicht bildet den Eingangsfaktor der folgenden Ausfallgewich-tung, die anschließend für alle drei Modi durchgeführt wurde (vgl. Tab. 3.1, 3. Stufe).
Auch wenn die CAWI-Stichprobe von vorneherein eine Personenstichprobe ist, wäre eine Designgewichtung zur Korrektur der unterschiedlichen Auswahlwahrscheinlich-keiten der Teilnahme an dem Online-Panel nötig. Dies ist allerdings nicht möglich, da die unterschiedlichen Auswahlwahrscheinlichkeiten nicht bekannt und damit nicht berechenbar sind.
3.4.1.2 Korrektur des Ausfallgeschehens über Strukturgewichtung
Die Berechnung der Gewichtungsfaktoren zur Korrektur des Ausfallgeschehens er-folgt bei TNS Infratest in einem iterativen Randsummenverfahren.15 In diese Optimie-rungsbemühungen fließt auch die Begrenzung der Gewichtungsfaktoren ein, die ver-hindert, dass einzelnen Fällen in der Auswertung zu großes Gewicht beigemessen wird. Nach Festlegung der Variablenkombinationen wird das Modell als Gewichtung mit mehrdimensionalen Randverteilungen realisiert, d. h., es wird ein iterativer Ge-wichtungsprozess aufgesetzt, dessen Ergebnis Gewichtungsfaktoren sind, die die realisierte Stichprobe an alle vorgegebenen Sollverteilungen mit vordefinierter Ge-nauigkeit und minimaler Varianz anpassen. Ein integriertes Verfahren ermöglicht es, durch das iterative Vorgehen aktuelle Verschiebungen der Strukturen von in einem vorangegangenen Iterationsschritt berücksichtigten Merkmalen in späteren Iterati-onsschritten, die sich auf diese Merkmale beziehen, wieder zu korrigieren. Dadurch wird die Anpassung an alle Ränder sukzessive solange verbessert, bis ein vorher definiertes Konvergenzkritierium erreicht ist.
15 Vgl. z. B. Wauschkuhn, Udo, 1982: Anpassung von Stichproben und n-dimensionalen Tabellen an Randbedingungen. GMD-Bericht Nr. 138. München: Oldenbourg Verlag.
Der ausgewählten Zielperson wurden zunächst mehrere Leitfragen gestellt, anhand derer identifiziert wurde, ob sie erwerbstätig im Sinne der Untersuchung ist. Nur dann wurde sie befragt. War sie dagegen nicht erwerbstätig, wurde die Zielperson nur mit einem kurzen Frageprogramm befragt und der Interviewer verabschiedete sich mit dem Hinweis darauf, dass sie nicht zur Zielgruppe der Studie gehört. Somit kann die Stichprobe der Bevölkerung ab 15 Jahren in zwei Teilstichproben unterteilt werden:
in eine Stichprobe von nach der Definition der Untersuchung erwerbstätigen Perso-nen und in eine Stichprobe von nicht erwerbstätigen PersoPerso-nen.
Ausgangspunkt für die im Folgenden beschriebene Ausfallgewichtung ist die Ge-samtstichprobe der Bevölkerung ab 15 Jahren. Ziel war es, im Rahmen der Ausfall-gewichtung die Strukturen dieser Stichprobe in Bezug auf bestimmte Merkmale an die Strukturen in der Grundgesamtheit anzupassen und so eine bevölkerungsreprä-sentative Gesamtstichprobe zu erhalten. Zur „Feinjustierung“ wurden schließlich be-stimmte Randverteilungen zusätzlich für die Gruppe der Erwerbstätigen kontrolliert und angepasst. Die Gewichtung erfolgte dabei grundsätzlich vergleichbar zu der der Erwerbstätigenbefragung 2005/2006. Zur Ermittlung des endgültigen Gewichtungs-modells wurden zwei Varianten gerechnet, wobei zunächst das Merkmal „Stellung im Beruf“ nicht berücksichtigt wurde. Da jedoch nach der Gewichtung mit Variante 1, die die Stellung im Beruf nicht berücksichtigte, Abweichungen in dieser Verteilung vorla-gen, wurde die Gewichtung nochmals modifiziert. In Variante 2 wurde das Merkmal
„Stellung im Beruf“ als weiterer Rand in die Gewichtung aufgenommen. Die Refe-renzstrukturen bei der Gewichtung lieferte der Mikrozensus 2011.
Die folgende Tabelle gibt einen Überblick über die Gewichtungsschritte sowie die Randverteilungen, nach denen die Gewichtung erfolgte.
Tab. 3.1 Ränderkombinationen der Gewichtungsmodelle (Referenzstruktur: Mikrozensus 2011)
Erhebungsmode CATI CAPI CAWI
1. Stufe: Designgewichtung 1 (Haushalte mit Personen ab