Rücklaufquote und Repräsentativität

Im Vergleich zum Pretest konnte die Rücklaufquote bei der Hauptbefragung nochmals deutlich gesteigert werden. Insgesamt nahmen 880 Personen an der Befragung teil, von denen 670 den Fragebogen komplett abgeschlossen haben. 91 Teilnehmerinnen und Teilnehmer mussten allerdings aus der weiteren Analyse ausgeschlossen werden, da sie nicht zu der der Stichprobe zugrundeliegenden Grundgesamtheit gezählt werden konnten. Entweder waren diese gar nicht in einem sozialwissenschaftlichen Fach tätig (n = 3), machten keine Angabe zur Fachzugehörigkeit (n = 23) oder waren nicht (mehr) hauptberuflich als Professorin oder Professor tätig (n = 48) bzw. machten auch hier keine Angabe (n = 24). Weitere 60 Personen haben den Fragebogen direkt auf der Start-seite (Einleitungstext ohne Fragen) abgebrochen, so dass eine Fächer- bzw. Positions-zuordnung auch hier nicht möglich war und damit nicht überprüft werden konnte, ob diese Teilnehmerinnen und Teilnehmer zur Grundgesamtheit gezählt werden können.

Abzüglich dieser Fragebögen reduziert sich der Rücklauf damit auf 729 Teilnehmerinnen und Teilnehmer bzw. 624 vollständig abgeschlossene Fragebögen, bei denen eine ein-deutige Zuordnung zu einem Fach möglich war und eine hauptberufliche Tätigkeit als Professorin oder Professor vorlag. Die Rücklauf- und Beendigungsquoten für die ge-samte Bruttostichprobe sowie für die einzelnen Fächer sind in der folgenden Tabelle 2 aufgeführt.

Datenerhebung 104 Tabelle 2: Rücklauf- und Beendigungsquote je Fach

Politikwissenschaften 367 66 (18.0) 55 (15.0) 83.3

Psychologie 603 127 (21.1) 115 (19.1) 90.6

Anmerkung. Der Nettorücklauf entspricht allen auswertbaren Fragebögen (sozialwissenschaftliches Fach und hauptberuflich als Professorin oder Professor tätig). Der Bruttorücklauf bezieht sich dagegen auf alle teilnehmenden Personen, also auch auf jene, die nicht zur angestrebten Grundgesamtheit gezählt werden können (z. B. aufgrund fehlender Angaben zu Fach oder Position). Die Beendigungsquote fällt beim Brutto-rücklauf mit 76.1 % deutlich geringer als beim NettoBrutto-rücklauf (85.6 %) aus, da bei der Berechnung des Brut-torücklaufs jene 60 Befragten, die nur die Startseite des Fragebogens aufgerufen haben, mitberücksichtigt werden.

Insgesamt zeigen sich in Anbetracht der bereits thematisierten wachsenden Anzahl an Online-Befragungen und einer damit möglicherweise verbundenen abnehmenden Teil-nahmebereitschaft sowie im Vergleich mit ähnlichen Befragungen (vgl. Minssen et al.

2003, S. 43–44) sehr zufriedenstellende Werte. Am höchsten fallen die Rücklaufquoten (Fragebogen abgeschlossen) in den Fächern Erziehungswissenschaften und Sonderpä-dagogik (20.2 %) sowie Sozialwesen (23.1 %) aus, während in den Wirtschaftswissen-schaften mit nur 13.7 % der geringste Rücklauf zu verzeichnen ist. Die Beendigungs-quoten liegen zwischen 83.0 % und 85.9 % und sind damit als sehr zufriedenstellend zu bewerten. In der Psychologie wurde der Fragebogen sogar von 90.6 % der teilnehmen-den Personen vollständig ausgefüllt.

Die mittlere Bearbeitungsdauer des Fragebogens in Sekunden lag bei allen relevan-ten Teilnehmerinnen und Teilnehmern bei M = 558 (SD = 338), also etwa neuneinhalb Minuten. Der Median liegt bei acht Minuten. Die durchschnittliche Bearbeitungszeit fällt

Datenerhebung 105 gegenüber dem Pretest damit um etwa zwei Minuten niedriger aus. Dies ist eventuell darauf zurückzuführen, dass sozialwissenschaftliche Professorinnen und Professoren

‚geübter‘ beim Ausfüllen von Fragebögen sind, da diese in den Sozialwissenschaften eines der gängigsten Erhebungsinstrumente darstellen. Hinsichtlich des Abbrecherver-haltens zeigen sich wie bereits beim Pretest keine Auffälligkeiten. Die meisten Abbrüche erfolgten auf der Startseite (7.7 %) bzw. nach den Fragen zu Fach und Position auf der dritten Fragebogenseite (4.2 %).

Zusammenfassend lässt sich zunächst festhalten, dass in der Hauptbefragung hin-sichtlich des Rücklaufs und der Beendigungsquote sehr zufriedenstellende Werte erzielt werden konnten. Für die im nächsten Kapitel folgenden deskriptiven Auswertungen ist aber natürlich auch von Interesse, wie generalisierbar die dargestellten Ergebnisse sind, das heißt als wie repräsentativ für die Grundgesamtheit die Stichprobe angesehen wer-den kann. Auch wenn der Begriff der Repräsentativität und deren Stellenwert als Güte-kriterium einer Stichprobe in der Stichprobentheorie nicht unumstritten ist (vgl. Lippe und Kladroba 2002), soll hier daher dennoch kurz auf die zentralen Verteilungsmerkmale der Stichprobe eingegangen werden. Leider liegen die hierfür notwendigen Vergleichskenn-zahlen seitens des Statistischen Bundesamtes überwiegend auf zu hohem Aggregati-onsniveau vor. So werden in den relevanten Fachserien beispielsweise die Altersstruktur oder das Bundesland, in welchem die Professorinnen und Professoren tätig sind, nur auf Ebene der Fächergruppe berichtet (z. B. Fächergruppe Rechts-, Wirtschafts- und Sozi-alwissenschaften). Ein Abgleich auf Ebene der Fächergruppe ist aber nicht zielführend, da zum einen in der Fächergruppe Rechts-, Wirtschafts- und Sozialwissenschaften auch die Rechts- und Verwaltungswissenschaften enthalten sind. Zum anderen sind, wie be-reits erwähnt, in der Systematik der Personalstatistik des Statistischen Bundesamtes die Fächer Psychologie, Erziehungswissenschaften und Sonderpädagogik der Fächer-gruppe Sprach- und Kulturwissenschaften zugeordnet (Statistisches Bundesamt 2015, S. 298–299). Daher muss sich hier auf die Geschlechterverteilung und die prozentuale Verteilung der Professorinnen und Professoren auf die einzelnen sozialwissenschaftli-chen Fächer beschränkt werden. Für diese liegen jeweils Kennzahlen auf der Fächer-ebene vor.

Die Geschlechterverteilung je Fach der Nettostichprobe und in der amtlichen Statistik ist in Tabelle 3 dargestellt. Der Anteil an Frauen und Männern in der Nettostichprobe entspricht überwiegend der Verteilung in der Hochschulstatistik. Die Differenzbeträge bezüglich des Anteils an Frauen je Fach liegen zwischen 1.7 (Politikwissenschaften) und 6.1 (Erziehungswissenschaften) Prozentpunkten. Hinsichtlich des Geschlechts kann also von einer angemessenen Repräsentativität der Stichprobe ausgegangen werden.

Datenerhebung 106 Tabelle 3: Geschlechterverteilung der Stichprobe

EZW POL PSY SW SOZ WIWI gesamt

Anmerkung. EZW = Erziehungswissenschaften / Sonderpädagogik, POL = Politikwissenschaften, PSY = Psychologie, SW = Sozialwesen, SOZ = Soziologie / Sozialwissenschaften, WIWI = Wirtschaftswissenschaf-ten

Quelle: Statistisches Bundesamt 2015, S. 94–95; eigene Berechnungen

Die Fächerverteilung der Bruttostichprobe gegenüber der Verteilung in der Hochschul-statistik wurde bereits in Tabelle 1 dargestellt, wobei bei einigen Fächern teils deutliche Abweichungen zur Hochschulstatistik erkennbar waren (Undercoverage in der Brutto-stichprobe). Betrachtet man nun die Verteilung der Professorinnen und Professoren auf die einzelnen Fächer in der Nettostichprobe in Tabelle 4, zeigen sich nur mehr geringfü-gige Differenzen zur prozentualen Fächerverteilung in der Hochschulstatistik.

Tabelle 4: Fächerverteilung der Stichprobe

EZW POL PSY SW SOZ WIWI gesamt

Anmerkung. EZW = Erziehungswissenschaften / Sonderpädagogik, POL = Politikwissenschaften, PSY = Psychologie, SW = Sozialwesen, SOZ = Soziologie / Sozialwissenschaften, WIWI = Wirtschaftswissenschaf-ten. In der Kategorie gesamt der Nettostichprobe sind auch n = 7 sonstige Sozialwissenschaften enthalWirtschaftswissenschaf-ten.

Quelle: Statistisches Bundesamt 2015, S. 94–95; eigene Berechnungen

Datenerhebung 107 Lediglich in den Wirtschaftswissenschaften ergibt sich eine Differenz von 10.2 Prozent-punkten – der Anteil an wirtschaftswissenschaftlichen Professorinnen und Professoren bei den in dieser Studie betrachteten sozialwissenschaftlichen Fächern liegt nach Anga-ben der Hochschulstatistik bei 45.0 %, während in der Nettostichprobe nur 34.8 % der teilnehmenden Personen den Wirtschaftswissenschaften zugeordnet werden können.

Dies deckt sich auch mit der geringeren Rücklaufquote in den Wirtschaftswissenschaften (vgl. Tabelle 2).

Das teils deutlich vorhandene Problem des Undercoverage in der Bruttostichprobe konnte in der Nettostichprobe vermutlich auch dadurch kompensiert werden, dass Re-cherchefehler bei der Bruttostichprobe (z. B. falsche Zuordnung von Personen zu den Politikwissenschaften statt zur Soziologie) durch die fachliche Selbsteinstufung im Fra-gebogen korrigiert werden konnten.

Die dargestellten Ergebnisse lassen sich dahingehend zusammenfassen, dass zu-mindest für die zentralen Merkmale Geschlecht und fachliche Zugehörigkeit keine star-ken Verzerrungen der Stichprobe zu erstar-kennen sind. Die Verteilungen entsprechen über-wiegend denen in der Grundgesamtheit der hauptberuflich tätigen sozialwissenschaftli-chen Professorinnen und Professoren. Dies ist zwar kein Garant für die Repräsentativität der Stichprobe, aber doch ein Hinweis darauf, dass grobe systematische Fehlerquellen bei der Datenerhebung ausgeschlossen werden können. Wie sich die Verteilung der Stichprobe nun hinsichtlich anderer interessierender Merkmale darstellt, ist Gegenstand der nachfolgenden deskriptiven Analysen.

Deskriptive Analysen im Fächervergleich 108