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Die Wirkung materieller Incentives auf den
Rücklauf einer schriftlichen Panelbefragung
 
 

Kai Arzheimer / Markus Klein
 
 

1. Einleitung und Problemstellung

Daß materielle Incentives, also kleine Geschenke an die zu interviewenden Personen, die Ausschöpfungsquote schriftlicher Befragungen erhöhen, hat sich in empirischen Untersuchungen immer wieder eindrucksvoll bestätigt (vgl. zuletzt Hare et al. 1998). Bekannt sind darüber hinaus auch diejenigen Eigenschaften von Incentives, die einem hohen Rücklauf besonders förderlich sind: Wenn das Incentive vor der eigentlichen Befragung gewährt wird, es sich um einen Geldbetrag handelt und sein Wert hoch ist, dann erhöht sich die Rücklaufquote in der Regel besonders stark (Church 1993). Es gibt darüber hinaus auch empirische Evidenz dafür, daß Incentives ihre rücklaufsteigernde Wirkung nicht nur bei schriftlichen, sondern auch bei mündlichen und telefonischen Interviews entfalten (Singer 1998). Vor dem Hintergrund der in den letzten Jahren zu beobachtenden steigenden Zahl von Interviewverweigerungen bei repräsentativen Bevölkerungsumfragen besitzen diese Befunde eine enorme praktische Bedeutung für die akademische und kommerzielle Umfrageforschung.

Trotz der vergleichsweise umfassenden Forschungsanstrengungen existiert allerdings keine empirische Untersuchung über die Wirkung materieller Incentives im Rahmen von Panelstudien. Diese Lücke versucht der vorliegende Beitrag zu schließen. Am Beispiel einer zweiwelligen schriftlichen Panelbefragung wird im Rahmen eines experimentellen Designs untersucht, wie sich kleine Geschenke an die Befragungspersonen (im unserem Fall eine Telefonkarte im Wert von 6 DM) auf die Rücklaufquote und die Panelmortalität auswirken. Da schriftliche Panels in der Praxis der empirischen Sozialforschung eher eine Ausnahme darstellen, wird mit diesem Aufsatz gleichzeitig auch der Frage nachgegangen, inwieweit schriftliche Panelbefragungen eine Alternative zu den bislang dominierenden face-to-face Panels darstellen können (vgl. hierzu auch Bauer 1988, Reuband 1998).
 
 

2. Theoretischer Rahmen: Austauschtheorie und Reziprozitätsnorm

Daß Incentives ein geeignetes Instrument zur Erhöhung der Ausschöpfungsquote von Umfragen darstellen, scheint bereits aus einem Alltagsverständnis heraus plausibel. Im Rahmen der von Don A. Dillmann (1978) entwickelten Total Design Method (TDM) wird der Einsatz von Incentives aus einer umfassenden theoretischen Perspektive heraus empfohlen. Bei der TDM handelt es sich um ein mittlerweile auch in westeuropäischen Ländern hervorragend bewährtes Verfahren, den Rücklauf und die Datenqualität schriftlich-postalischer Erhebungen zu optimieren. Das Interview wird hierbei im Sinne der "Social Exchange Theory" (Blau 1964; Homans 1961; Thibaut/Kelley 1959) als sozialer Austauschprozeß verstanden, der nur dann zustande kommt, wenn für die Befragungsperson der Nutzen der Interviewteilnahme deren Kosten übersteigt. Der Forscher muß folglich bemüht sein, die Kosten der Interviewteilnahme für den Befragten möglichst gering zu halten, während diesem der Nutzen, den er aus der Interviewteilnahme ziehen kann, möglichst groß erscheinen soll.

Die Kosten der Befragungsperson lassen sich durch eine ganze Reihe von Maßnahmen minimieren: Ein klarer und übersichtlicher Fragebogen senkt den Aufwand, der für seine Beantwortung nötig ist, die Verwendung von freigestempelten Rückumschlägen vermeidet Portokosten auf Seiten der Befragten und eine überzeugende Versicherung, daß die erhobenen Daten vertraulich behandelt werden, wirkt der Furcht der Befragten vor zukünftigen Nachteilen aus der Interviewteilnahme entgegen (vgl. Dillman 1978: 14-16).

Die Möglichkeiten auf Seiten des Forschers, den Nutzen der Interviewteilnahme zu erhöhen, sind allerdings eher beschränkt. Der Nutzen für den Befragten liegt im wesentlichen nur in der Befriedigung, in einer wichtigen Sache "konsultiert" worden zu sein. Bei geschickter Aufmachung des Anschreibens scheint dies für viele Befragte jedoch bereits ein hinreichendes Motiv zur Teilnahme zu sein: "Being consulted has been pointed to by both Blau and Homans as a means of providing a reward to people while getting needed information" (Dillman 1978: 13).

Ein etwaiges Incentive hingegen kann nicht als Nutzen aus der Interviewteilnahme verstanden werden, da die Befragungsperson dieses auch dann behalten kann, wenn sie die Interviewteilnahme verweigert. Das Incentive eröffnet vielmehr eine soziale Austauschbeziehung mit dem Respondenten: Zunächst ohne Gegenleistung überreicht, fungiert es als ein "symbol of trust" (Dillman 1978: 16) und generiert eine soziale Verpflichtung des Befragten, dem Wunsch nach einem Interview zu entsprechen. Die Interviewteilnahme stiftet so durch die Erfüllung der sog. Reziprozitätsnorm dem Befragten einen zusätzlichen Nutzen. Die Reziprozitätsnorm besagt, daß man bemüht sein sollte, freiwillig gewährte Vergünstigungen in irgendeiner Form "zurückzuzahlen" (Gouldner 1960). Der Wert des Incentives sollte vor diesem Hintergrund deshalb auch gegenüber den Befragten nicht als "Vergütung" für die Interviewteilnahme dargestellt werden. "The closer the monetary incentive comes to the value of the service performed, the more the transaction tends to move into the realm of economic exchange and the easier it becomes for many people to refuse it" (Dillmann 1978: 16).
 
 

3. Die zugrundeliegende Studie

Die Datenerhebung, über die wir im folgenden berichten werden, wurde im Rahmen des Forschungsprojektes "Die Conjoint Analyse als Instrument der empirischen Wahlforschung. Eine exemplarische Analyse der Hamburger Bürgerschaftswahl 1997 mittels einer schriftlichen Befragung gemäß der Dillmanschen Total-Design-Method" durchgeführt. Die Datenerhebung startete unmittelbar nach der Bürgerschaftswahl vom 21. September 1997. Um die Kosten der Erhebung niedrig zu halten und den Prozeß der Datenerhebung kontrollieren zu können, haben wir uns für eine schriftliche Befragung nach TDM entschieden, die wir selbst administrierten. Die Notwendigkeit einer Panelstudie ergab sich aus der Tatsache, daß das für unser substantielles Forschungsvorhaben wichtige Konzept der Parteiidentifikation nur dann valide gemessen werden kann, wenn mindestens zwei Meßzeitpunkte vorliegen. Vor diesem Hintergrund haben wir uns für die Durchführung eines zweiwelligen Kurzfristpanels entschieden.

Ein generelles Problem schriftlicher Befragungen besteht darin, daß meist nur Adreß-, aber keine Personenstichproben zur Verfügung stehen. Dies ist aus zwei Gründen problematisch: Zum einen ist mit systematischen Verzerrungen zu rechnen, wenn die Auswahl der Zielperson im Haushalt den Befragten selbst überlassen wird, zum anderen widerspricht die Adressierung des Anschreibens an einen Haushalt den von Dillmann entwickelten Prinzipien der Personalisierung. In unserem Fall waren jedoch die Voraussetzungen für die Ziehung einer Personenstichprobe günstig, da es sich beim Land Hamburg um einen Stadtstaat handelt, für den mit dem Hamburger Amt für zentrale Meldeangelegenheiten eine einzige Meldebehörde zuständig ist. Diese erwies sich als äußerst kooperationsbereit: Sechs Wochen vor dem Wahltermin wurde für uns eine Zufallsstichprobe vom Umfang N=4000 aus dem Melderegister gezogen. Die Adreßinformationen waren somit vollständig und entsprachen dem aktuellen amtlichen Stand. Grund- und Auswahlgesamtheit (die Menge aller Personen, die bei der Bürgerschaftswahl stimmberechtigt waren) stimmten perfekt überein. Zusätzlich zur Adresse wurden uns außerdem das Geburtsjahr, das Geschlecht und die Ortsteilszugehörigkeit der Zielpersonen mitgeteilt. Das Geschlecht wurde benötigt, um die Anschreiben korrekt adressieren zu können. In Verbindung mit dem Geburtsjahr eröffnete es außerdem eine Möglichkeit zu kontrollieren, ob der Fragebogen tatsächlich von der Zielperson ausgefüllt wurde. Die Angabe zur Ortsteilzugehörigkeit schließlich gestattet es, dem Datensatz für spätere Mehrebenenanalysen eine Vielzahl von Kontextinformationen zuzuspielen.

Der Versand erfolgte exakt nach den Vorgaben Dillmans (vgl. zusammenfassend Tab. 1). In der Woche nach der Wahl erhielten alle Befragten einen zwölfseitigen Fragebogen im Format DIN-A5, der außer den relativ umfangreichen Fragen zur Wahrnehmung und Bewertung politischer Issues, die für die Hauptuntersuchung benötigt wurden, noch einige Standard-Items der politischen Soziologie und die gängigen sozio-demographischen Fragen umfaßte. Dem Fragebogen lag ein aus 10 Karten im Format 5,5*9cm bestehende Kartenspiel bei, auf dem hypothetische Wahlplattformen abgedruckt waren. Die Befragten wurden gebeten diese Karten nach Maßgabe ihrer Wünschbarkeit in eine Rangordnung zu bringen. Da sich diese Aufgabe in den Pretests als für die Befragten sehr schwierig erwies und wir vor diesem Hintergrund mit einer hohen Rate von Interviewverweigerungen rechneten, lagen einem Teil der Fragebögen noch ein kleines Geschenk an die Zielperson bei, mit dem wir die Ausschöpfungsquote zu erhöhen hofften (vgl. Kap. 4).

Das dem Fragebogen beiliegende personalisierte Anschreiben war, ebenso wie alle folgenden, erkennbar von Hand unterzeichnet. Als ein "symbol of trust" wurden die numerierten Rückumschläge von Hand vorfrankiert, statt sie mit dem Aufdruck "Gebühr zahlt Empfänger" zu versehen. Die Glaubwürdigkeit der Anonymitätszusicherung haben wir zu erhöhen vesucht, indem wir im Anschreiben besonders auf die Tatsache hinwiesen, daß die Datenerfassung und -verarbeitung nicht in Hamburg sondern in Mainz erfolgt. Dies begründeten wir gegenüber den Befragten mit den Erfordernissen eines effektiven Datenschutzes. Um den Bezug zu Hamburg herzustellen, war auf dem Briefkopf des Anschreibens neben dem Wappen der Hamburger Universität der Hamburger Politikprofessor Michael Th. Greven als einer der Projektleiter aufgeführt, dem wir an dieser Stelle herzlich für seine Unterstützung danken wollen.

Dem Schema Dillmans folgend wurde eine Woche später an alle Zielpersonen ein Erinnerungsschreiben verschickt. An jene Personen, die bis zum jeweiligen Zeitpunkt nicht geantwortet hatten, wurden außerdem nach drei und nach sieben Wochen weitere Erinnerungsschreiben versandt, denen ein Ersatzfragebogen sowie ein weiterer frankierter Rückumschlag beilag. Das letzte Erinnerungsschreiben im Rahmen der ersten Panelwelle wurde sieben Wochen nach der Wahl, d.h. Mitte November 1997 verschickt. Rund einen Monat später war der Rücklauf vollständig zum Erliegen gekommen und die Feldarbeit für die erste Befragungswelle konnte als abgeschlossen angesehen werden.

Um die Befragten nicht zu überlasten, wurde der Beginn der zweiten Feldphase für Mitte Februar angesetzt. Der Fragebogen der zweiten Panelwelle enthielt außer dem für uns besonders wichtigen Parteiidentifikations-Item noch diverse Fragen zur Zufriedenheit mit dem Wahlausgang, zur präferierten Koalition und zur Bewertung des neuen Senats. Insgesamt umfaßte der Fragebogen im Format DIN-A5 lediglich vier Seiten und wurde an alle Personen verschickt, die in der ersten Panelwelle geantwortet hatten. Mit dem Fragebogen wurde außerdem eine mehrseitige, graphisch ansprechend gestaltete Zusammenfassung der Ergebnisse aus der ersten Befragungswelle verschickt.

Auch in der zweiten Panelwelle wurden die Vorgaben Dillmans exakt umgesetzt. Die einzige Abweichung bestand darin, daß wir auf das letzte Erinnerungsschreiben (sieben Wochen nach Versand des Fragebogens) verzichtet haben. Dieses dritte Schreiben hatte in der ersten Welle den Rücklauf nur noch unwesentlich erhöht, aber erhebliche Zusatzkosten verursacht.
 
 

Tab. 1: Der Ablauf der Datenerhebung im Rahmen des Projektes
"Die Conjoint-Analyse als Instrument der empirischen
Wahlforschung"
 

4. Ein experimentelles Design zur Untersuchung des Effekts
materieller Incentives auf die Ausschöpfungs- und die Haltequote
Als materielles Incentive haben wir in unserem Forschungsprojekt eine Telefonkarte im Wert von 6 DM eingesetzt, die in einem Geschenkfolder aus Karton mit dem Aufruck "Ein kleines Dankeschön für Ihre Mithilfe..." verschickt wurde. Das Incentive wurde in jeder Welle jeweils mit dem ersten Fragebogen versandt, den Mahnschreiben lag keines mehr bei. Telefonkarten sind aufgrund ihres Gewichtes und Formates hervorragend zum Versand geeignet. Sie haben im Gegensatz zu Kugelschreibern, Feuerzeugen oder ähnlichen "Geschenken" einen für den Befragten klar erkennbaren materiellen Wert und wirken dabei weniger prosaisch als ein beigefügter Geldschein.

Um kontrollieren zu können, ob sich der Einsatz des Incentives lohnt, wurde in die Befragung ein zweistufiges Methodenexperiment integriert: In der ersten Panelwelle erhielten 75 Prozent der Zielpersonen ein Incentive und 25 Prozent nicht. In der zweiten Panelwelle erhielten in jeder der beiden Versuchsgruppen der ersten Panelwelle jeweils 50 Prozent der Zielpersonen ein Incentive und 50 Prozent nicht. Im Ergebnis erhält man so vier Gruppen von Zielpersonen: Eine Gruppe, die in beiden Panelwellen ein Incentive erhielt, zwei weitere Gruppen, die entweder in der ersten oder in der zweiten Welle ein Incentive erhielten, sowie schließlich die Kontrollgruppe, die zu keinem Zeitpunkt ein Incentive erhielt. Das Design des Methodenexperiments ist in Abb. 1 visualisiert.
 
 

Abb. 1: Das Design des Methodenexperiments zur Analyse der
Wirkung materieller Incentives auf die Ausschöpfungsquote
und die Panelmortalität
 
 

Mit diesem experimentellen Design lassen sich die folgenden Fragen beantworten:

• Wie wirkt sich die Gewährung eines materiellen Incentives in den beiden Panelwellen auf die Geschwindigkeit und die Höhe des Rücklauf aus? (vgl. Kap. 5.1)
• Hat ein in der ersten Panelwelle gewährtes Incentive einen Effekt auf die Ausschöpfungsquote der zweiten Panelwelle, d.h. gibt es einen Hysteresis-Effekt? Von einen Hysteresis-Effekt spricht man allgemein immer dann, wenn eine Wirkung anhält, obgleich ihre Ursache verschwunden ist. Bekanntestes Beispiel aus der Physik ist der Magnetismus. Ein Stück Metall behält einen Restmagnetismus, auch wenn das magnetische Feld, daß die Magnetisierung des Metalls bewirkt hat, nicht mehr einwirkt. Übertragen auf unser Beispiel würde das bedeuten, daß bei den Personen, die in der ersten Panelwelle ein Incentive erhalten haben, die Ausschöpfungsquote der zweiten Panelwelle ebenfalls höher liegt, auch wenn sie in der zweiten Panelwelle kein Incentive mehr erhalten. Die durch ein Incentive begründete Austauschbeziehung wäre in diesem Fall also von dauerhafter Natur. (vgl. Kap. 5.2)
• Tritt ein Interaktionseffekt zwischen den beiden Incentives auf, d.h., wird die Wirkung des zweiten Incentives verstärkt oder abgeschwächt, wenn die Zielperson schon in der ersten Panelwelle ein Incentive erhalten hat? (vgl. Kap. 5.3)
• Verändert der Einsatz von Incentives die Zusammensetzung der letztlich realisierten Stichprobe, d.h. gibt es Bevölkerungsgruppen, in denen Incentives eine stärkere Wirkung besitzen als in anderen Bevölkerungsgruppen, oder wirkt das Incentive in allen Bevölkerungsgruppen in gleicher Weise (vgl. Kap. 5.4) ?

Tab. 2 zeigt zunächst den Verlauf der Befragung im Überblick. Von den 4000 gelieferten Adressen waren 3874 (96,9 Prozent) verwertbar, 126 Personen waren unbekannt verzogen. Von diesen 3874 Personen haben sich insgesamt 58,5 Prozent an der ersten Panelwelle beteiligt, 1606 haben die Teilnahme entweder explizit verweigert oder auf keines unserer Anschreiben reagiert. Von den 2268 Teilnehmern der ersten Panelwelle standen rund 95 Prozent auch für die zweite Panelwelle zur Verfügung. 57 Personen waren zwischenzeitlich unbekannt verzogen bzw. nicht mehr in Hamburg wohnhaft, 51 Personen hatte die Identifikationsnummer auf dem Rückumschlag der ersten Welle unkenntlich gemacht, so daß für uns nicht zu erkennen war, wer uns geantwortet hatte und in der zweiten Welle wieder angeschrieben werden sollte. Von den verbleibenden 2160 Befragten haben uns 87,1 Prozent ein zweites Mal geantwortet.
 

Tab. 2: Die Ausschöpfung der Stichprobe im DFG-Projekt
"Die Conjoint-Analyse als Instrument der empirischen
Wahlforschung"
 

5.1 Wie wirken sich materielle Incentives auf die Rücklaufgeschwindigkeit und die Ausschöpfungsquote der ersten und zweiten Panelwelle aus?

Wie variiert nun der Rücklaufprozeß in Abhängigkeit von der Gewährung eines Incentives? In den beiden Abbildungen 2 und 3 ist zunächst die Entwicklung der Rücklaufquoten der beiden Panelwellen in den ersten neunzig Tagen nach Beginn der Feldphase abgetragen, jeweils differenziert nach der Versuchs- und der Kontrollgruppe. In beiden Abbildungen ist zu erkennen, daß der Rücklauf in der Gruppe derjenigen Personen, die ein Incentive erhielten, schneller erfolgt und in einer höheren Ausschöpfungsquote mündet als in der Kontrollgruppe ohne Incentive. Es zeigt sich außerdem, daß die Wirkung des Incentives in der ersten Panelwelle stärker ist als in der zweiten. Letzteres kann sicher damit erklärt werden, daß die Bruttostichprobe der zweiten Panelwelle positiv vorselektiert ist, da sie aus Personen besteht, die bereits in der ersten Panelwelle Antwortbereitschaft zeigten.
 

Abb. 2: Die Entwicklung der Ausschöpfungsquote der ersten
Panelwelle in den ersten 90 Tagen nach Beginn der Feldphase in Abhängigkeit von der Gewährung eines Incentives

 

Abb. 3: Die Entwicklung der Ausschöpfungsquote der zweiten
Panelwelle in den ersten 90 Tagen nach Beginn der Feldphase in Abhängigkeit von der Gewährung eines Incentives

Aus der bloßen visuellen Inspektion der beiden Abbildungen 2 und 3 lassen sich aber noch keine stringenten empirischen Aussagen herleiten. Deshalb haben wir im nächsten Schritt die beschriebenen Effekte mit inferenzstatistischen Verfahren geprüft. Zunächst haben wir die Anzahl der Kalendertage zwischen dem ersten Versand der Fragebögen und dem Datum des Poststempels auf dem Umschlag des zurückgesandten Fragebogen ermittelt und verwenden diese als abhängige Variable. In der ersten Panelwelle antworteten die Befragten mit Incentive nach durchschnittlich 15,7 Tagen, die Befragten ohne Incentive nach 18,6 Tagen. Diese Differenz von 2,9 Tagen ist statistisch signifikant. Ein ähnliches Muster zeigt sich in der zweiten Panelwelle. Dort beträgt der entsprechende Zeitraum in der Gruppe mit Incentive 9,0 Tage und in der Gruppe ohne Incentive 10,7 Tage. Auch diese Differenz von 1,7 Tagen ist statistisch signifikant. Der Einsatz eines Incentives erhöht also in beiden Panelwellen die Geschwindigkeit des Rücklaufs. Ein schneller Rücklauf ist bei der Durchführung einer Untersuchung nach TDM vor allem deshalb interessant, weil er die Zahl derjenigen Personen, die ein zweites oder drittes Mal angeschrieben werden müssen, reduziert. Damit sinken zugleich die Kosten und der Arbeitsaufwand (vgl. Warriner et al. 1996: 555f).
 

Tab. 3: Der Effekt der Incentives auf die Geschwindgkeit des
Rücklaufs in der ersten und zweite Panelwelle
- T-Tests für unabhängige Stichproben -
 

*Freiheitsgrade sind für die unterschiedliche Streuung in den Subgruppen korrigiert
 
 

Wichtiger als die Geschwindigkeit des Rücklaufs ist aber dessen Höhe. Auch hier lassen sich signifikante Effekte nachweisen: In der ersten Panelwelle betrug die Rücklaufquote in der Versuchsgruppe 61,7 Prozent und in der Kontrollgruppe 49,4 Prozent (vgl. Abb. 4, die genauen Fallzahlen, die diesen Quoten zugrundeliegen sind in Tabelle A1 im Anhang dokumentiert). Die Wahrscheinlichkeit, daß sich eine Zielperson aus der Experimentalgruppe an der Studie beteiligt, lag also um fast ein Viertel höher als die Wahrscheinlichkeit für die Kontrollgruppe. Diese Differenz von 12,3 Prozentpunkten in den Ausschöpfungsquoten ist inhaltlich bedeutsam und statistisch hoch signifikant (Cramers V=0,11, p=0,000).
 
 

Abb. 4: Der Rücklauf in der ersten Panelwelle in Abhängigkeit von
der Gewährung eines Incentives
 
 

Auch in der zweiten Panelwelle zeigte sich ein Effekt des Incentives. Hier lagen die entsprechenden Ausschöpfungsquoten bei 84,0 bzw. 90,3 Prozent (vgl. Abb. 5). Das in der zweite Panelwelle gewährte Incentive erhöhte die Ausschöpfung also nur noch in geringerem Maße als in der ersten Panelwelle, die Differenz ist gleichwohl statistisch signifikant (Cramers V=0,09, p=0,000).
 
 
 
 
 
 
 
 

Abb. 5: Die Haltequote in der zweiten Panelwelle in Abhängigkeit von
der Gewährung eines Incentives in der zweiten Welle
 
 

5.2 Existiert ein Hysteresis-Effekt?

Um die Frage nach der Existenz eines Hysteresis-Effekts beantworten zu können, haben wir in Abb. 6 die Ausschöpfungsquote der zweiten Panelwelle (=Haltequote) in Abhängigkeit von der Gewährung eines Incentive in der ersten Panelwelle abgetragen. Dabei zeigt sich, daß die Haltequote augenscheinlich nicht von der Gewährung eines Incentives in der ersten Panelwelle beeinflußt wird: Bei den Personen, die in der ersten Panelwelle ein Incentive erhalten haben, beträgt die Haltequote 87,1 Prozent, bei denjenigen Zielpersonen, die kein Incentive erhalten haben, 87,3 Prozent. Diese überaus geringe Differenz in den Haltequoten ist statistisch nicht signifikant, liegt also im Bereich zufälliger Schwankungen.
 
 
 
 
 
 

Abb. 6: Die Haltequote in der zweiten Panelwelle in Abhängigkeit von
der Gewährung eines Incentives in der ersten Welle

 

Ein etwaiger Interaktionseffekt zwischen den beiden Incentives müßten in Abbildung 7 zu erkennen sein. Dort haben wir die Haltequote in Abhängigkeit von der Gewährung eines Incentives in der ersten und der zweiten Panelwelle abgetragen. Läge ein wie auch immer gearteter Interaktionseffekt vor, so müßte sich das Verhältnis zwischen den Haltequoten in den ersten beiden Gruppen deutlich von der Relation der Haltequoten zwischen den beiden anderen Gruppen unterscheiden, d.h., der rücklaufsteigernde Effekt des zweiten Incentives müßte durch die Gewährung des ersten Incentives erkennbar modifziert werden. Tatsächlich scheint es so, als habe das zweite Incentive bei den Befragten, die in der ersten Panelwelle keine Telefonkarte erhalten haben, einen etwas stärkeren Effekt. In diesem Fall erhöht sich die Haltequote durch den Einsatz eines Incentives in der zweiten Welle um 9,1 Prozentpunkte, während diese Erhöhung nur 5,5 Prozentpunkte beträgt, wenn bereits in der ersten Panelwelle ein Incentive gewährt wurde. Diese Unterschiede sind aber so gering, daß an ihrer Signifikanz gezweifelt werden muß.
 

Abb. 7: Die Haltequote in der zweiten Panelwelle in Abhängigkeit
von der Gewährung eines Incentives in der ersten und
zweiten Panelwelle

Um die Frage nach der Existenz eines Interaktionseffekts abschließend beantworten zu können, haben wir deshalb für die 2160 Personen, die die Ausgangsstichprobe der zweiten Panelwelle bildeten, ein log-lineares Modell berechnet. Die abhängige Variable stellt die Teilnahme an der zweiten Panelwelle dar, als erklärende Variablen verwenden wir die beiden Incentives. Die Frage war hierbei, ob es gelingt, die empirischen Daten mit einem Modell hinreichend zu beschreiben, daß nur die Haupteffekte der beiden Incentives enthält, nicht aber einen möglichen Interktionseffekt zwischen ihnen. Wie Tab. 4 zeigt ist dies der Fall, ein Interaktionseffekt zwischen den beiden Incentives existiert also nicht. Die Interpretation, die sich aus der visuellen Inspektion der Verteilungen ergibt, läßt sich also auch statistisch absichern: Beim Versand zweier Incentives in einem zweiwelligen Kurzfrist-Panel treten weder ein Hysteresis- noch ein Interaktionseffekt auf. Beide Incentives wirken vollständig unabhängig voneinander.
 

Tab. 4: Der Effekt der beiden Incentives auf die Haltequote
- Ergebnisse eines log-linearen Modells -
 

5.4 Führen Incentives zu einer veränderten Zusammensetzung
der Stichprobe?
Abschließend bleibt noch die Frage zu klären, ob der Einsatz von Incentives zu einer veränderten Zusammensetzung der Stichprobe führt. Ein solcher Einfluß wäre nicht in jedem Fall negativ zu bewerten: Wenn ursprünglich bestehende Stichprobenverzerrungen durch den Einsatz von Incentives ausgeglichen werden könnten, wäre ein solcher Effekt sogar von Vorteil. Würden Incentives aber zusätzliche Stichprobenverzerrungen induzieren, so würde man sich ihren rücklaufsteigernden Effekt mit qualitativ mangelhaften Stichproben erkaufen.

Um diese Fragen beantworten zu können, wollen wir im folgenden untersuchen, ob sich Incentives in allen Bevölkerungsgruppen gleich auswirken, oder ob sie in bestimmten Teilgruppen einen stärkeren bzw. schwächeren Effekt besitzen. Dies können wir anhand der vom Hamburger Amt für zentrale Meldeangelegenheiten zusammen mit den Adressen gelieferten Angaben über die Zielpersonen unserer Umfrage überprüfen. Bei diesen Angaben handelt es sich um das Geschlecht, das Alter und die Ortsteilzugehörigkeit. Die Ortsteilzugehörigkeit ist dabei nicht als Merkmal an sich interessant, sondern weil sie es ermöglicht, Kontextdaten in die Analysen miteinzubeziehen. Als solches Kontextmerkmal werden wir im folgenden das Durchschnittseinkommen des Ortsteils verwenden, in dem die Zielperson lebt. Unsere Erwartung wäre hier, daß das Incentive möglicherweise in ärmeren Ortsteilen eine stärkere Wirkung hat als in reicheren. Da die Incentives in den beiden Panelwellen unabhängig voneinander wirken und ihr Effekt in der ersten Panelwelle am stärksten ist, wollen wir diese Analysen über den Einfluß von Incentives auf die Stichprobenzusammensetzung auf die erste Welle beschränken.

Betrachten wir zunächst den Rücklauf der ersten Panelwelle in Abhängigkeit von den drei genannten Merkmalen der Zielpersonen. Dadurch gewinnen wir einen Eindruck davon, welche Verzerrungen in der Stichprobe bereits ohne Einsatz von Incentives auftreten. Im folgenden werden wir dann untersuchen, ob Incentives diese Verzerrungen weiter verstärken, abbauen oder aber unverändert lassen. Abb.8 zeigt den Rücklauf der ersten Welle in Abhängigkeit vom Geschlecht der Zielperson. Dabei zeigt sich, daß Männer (60,1%) mit einer etwas höheren Wahrscheinlichkeit antworten als Frauen (57,2%). Dieser geringe Unterschied von 2,9 Prozentpunkten ist statistisch aber nicht signifikant.

Beim Alter hingegen lassen sich signifikante Unterschiede zwischen den Altersgruppen beobachten (vgl. Abb. 9): Auffällig ist insbesondere der starke Rückgang der Rücklaufquote in der Gruppe der über 75-jährigen. Dies ist intuitiv plausibel und entspricht der Erwartung, daß ältere Menschen vor allem aus gesundheitlichen Gründen seltener in der Lage sind, sich an einer Befragung zu beteiligen (vgl. analog dazu die Ergebnisse von Gehring/Wagner 1998 zur nachlassenden politischen Partizipation im hohen Alter).
 

Abb. 8: Der Rücklauf in der ersten Panelwelle nach dem Geschlecht

Abb. 9: Der Rücklauf in der ersten Panelwelle nach dem Alter

Das Durchschnittseinkommen des Ortsteils, in dem die Zielperson wohnt, ist zunächst einmal natürlich ein Indikator für deren sozialen Kontext. In Ermangelung von Daten über die individuelle ökonomische Situation der Zielperson haben wir das Durchschnittseinkommen des Ortsteils aber als Proxy-Variable für die soziale Lage des Individuums benutzt. In Abb. 10 ist zunächst die Rücklaufquote der ersten Panelwelle in Abhängigkeit vom Durchnittseinkommens des Ortsteils dargestellt. Der besseren Übersichtlichkeit halber haben wir die 180 Hamburger Ortsteile hierfür in Einkommensquintile eingeteilt. Es zeigt sich ein zwar eher schwacher, aber nahezu linearer Zusammenhang, der zudem auf dem 5%-Niveau statistisch signifikant ist: Je höher das Durchschnittseinkommen des Ortsteils, in dem die Zielperson lebt, desto größer ist die Wahrscheinlichkeit, daß sich diese Person an der Umfrage beteiligt.
 

Abb. 10: Der Rücklauf in der ersten Panelwelle nach dem Durchschnittseinkommen des Ortsteils, in dem die Zielperson lebt

Um nun überprüfen zu können, ob sich Incentives in den verschiedenen Bevölkerungsgruppen unterschiedlich auswirken, haben wir wiederum ein log-lineares Modell berechnet (vgl. Tabelle 4). In dieses gingen die folgenden Variablen ein: Die Teilnahme an der ersten Panelwelle als abhängige Variable sowie das Alter, das Durchschnittseinkommen des Ortsteils und die Gewährung eines Incentives als unabhängige Variablen. Die Frage war hierbei, ob es gelingt, die empirischen Daten über ein Modell zu beschreiben, daß nur die Haupteffekte dieser Faktoren beinhaltet und insbesondere ohne Interaktionseffekte zwischen dem Incentive und den anderen unabhängigen Variablen auskommt. Dabei zeigt sich, daß bereits ein Modell ohne Interaktionseffekte nicht mehr signifikant von den empirischen Daten abweicht, was dahingehend interpretiert werden kann, daß sich Incentives in allen untersuchten Gruppen gleich auswirken.
 

Tab. 5: Der Effekt des ersten Incentives auf den Rücklauf unter
Berücksichtigung des Geschlechts, des Alters und des
Durchschnittseinkommens des Ortsteils
- Ergebnisse eines log-linearen Modells -
 

Die Verwendung von Incentives induziert also keine zusätzlichen Verzerrungen der Stichprobe. Incentives sind allerdings auch nicht in der Lage, die aus der bivariaten Betrachtung bekannten Effekte des Alters und des Durchschnittseinkommens zu kompensieren. So hatten wir erwartet, daß die Wirkung des Incentives durch die Eigenschaft, in einem besser- oder schlechter gestellten Ortsteil zu wohnen, modifiziert wird. Dieser Effekt ist nicht eingetreten. Dies steht in Einklang mit der Untersuchung von Warriner et al., die keine Wechselwirkungen zwischen dem individuellen sozioökonomischen Status der Befragten und dem Effekt materieller Incentives feststellen konnten (1996: 557f). Wir werten dies als ein Indiz dafür, daß die von uns eingangs angesprochene Reziprozitätsnorm tatsächlich eine weitverbreitete Gültigkeit besitzt, unabhängig vom monetären Nutzen, den das Incentive für einen Befragten hat. Für diese Interpretaton spricht auch die durch zahlreiche Untersuchungen belegte Tatsache, daß bereits kleine Geldbeträge (im amerikanischen Kontext beispielsweise die schon klassische Dollarnote) den Rücklauf deutlich heben, die Wirkung des Incentives mit steigendem Wert des Geschenkes jedoch nur unterproportional zunimmt (Fox/Crask/Kim 1988; James/Bolstein 1992; Warriner et al. 1996).

Die bislang berichteten Analysen bezogen sich ausschließlich auf soziodemographische Variablen. Aus anderen Forschungsarbeiten ist aber bekannt, daß eine der erklärungskräftigsten Determinanten der Interviewteilnahme das Interesse am Thema der Befragung ist. Wie wirkt sich also in unserem Fall das politische Interesse auf die Teilnahmebereitschaft? Gelingt es eventuell über die Gewährung von Incentives auch politische Nicht-Interessierte zur Interviewteilnahme zu bewegen? Diese Fragen können wir für die erste Panelwelle nicht untersuchen, da das politische Interesse der Zielpersonen naturgemäß zunächst nicht bekannt ist. Da in unserem ersten Fragebogen aber nach Interesse an der Politik gefragt wurde, können wir den oben genannten Fragen mit den Daten der zweiten Panelwelle nachgehen. Variiert nun also die Teilnahmebereitschaft an der Wiederholungsbefragung in Abhängigkeit vom politischen Interesse der Zielperson? Wie Abb. 11 zeigt besteht ein schwacher (g =0,13) positiver Zusammenhang zwischen dem politischen Interesse und der Teilnahme an der Wiederholungsbefragung: Je höher das politische Interesse, desto größer die Wahrscheinlichkeit, daß eine Zielperson sich an der Wiederholungsbefragung beteiligt. Dieser Zusammenhang ist statistisch signifikant (p=0,030).
 

Abb. 11: Der Rücklauf in der zweiten Panelwelle nach dem
politischen Interesse der Zielpersonen

Besteht darüber hinaus auch ein Zusammenhang zwischen der Gewährung eines Incentives und dem Effekt des politischen Interesses auf die Teilnahme an der Wiederholungsbefragung? Dieser Frage gehen wir in Abb. 12 nach. Dort ist der Einfluß des politischen Interesses in Abhängigkeit von der Gewährung eines Incentives in der zweiten Panelwelle dargestellt. Es zeigt sich, daß der Einfluß des politischen Interesse in der Gruppe der Zielpersonen, die kein Incentive erhielten, stärker ausfällt als in der Gruppe der Personen, die ein solches Incentive erhielt. Anders ausgedrückt: Incentives wirken bei politisch Uninteressierten scheinbar stärker als bei politische Interessierten. In der Gruppe der Personen mit niedrigem politischen Interesse steigt der Rücklauf durch ein Incentive um 10,9 Prozentpunkte, während diese Steigerung in der Gruppe der Personen mit hohem politischen Interesse nur 4,6 Prozentpunkte beträgt. Es scheint also ein Interaktionseffekt zwischen den beiden Größen vorzuliegen. Inwieweit dieser inferenzstatistisch abgesichert werden kann, wollen wir im folgenden in Rahmen eines weiteren log-linearen Modells untersuchen.
 

Abb. 12: Der Rücklauf in der zweiten Panelwelle nach dem
politischen Interesse der Zielpersonen und der
Gewährung eines Incentives

In diese Analyse gehen die Teilnahme an der Wiederholungsbefragung als abhängige und die Gewährung eines Incentives sowie das im Rahmen der ersten Befragungswelle gemessene politische Interesse der Zielperson als unabhängige Variablen ein. Auch hier sind wir wieder so vorgegangen, daß wir zunächst versucht haben, die empirischen Daten über ein Modell ohne Interaktionsterme zu beschreiben. Bereits mit diesem Modell erhält man eine sehr gute Modellanpassung (vgl. Tab. 5). Dies bedeutet, daß sich der in Abb. 12 zu beobachtende Interaktionseffekt noch im Rahmen zufälliger Schwankungen liegt und deshalb statistisch nicht signifikant ist. Es ist aber denkbar, daß dieser Effekt stärker ausfallen und somit die Schwelle der Signifikanz überschreiten würde, wenn die Stichprobe nicht ohnehin positiv vorselektiert wäre – schließlich handelt es sich um Zielpersonen, die durch ihre Antwort in der ersten Welle bereits ein Mindesmaß an Interesse an der Umfrage gezeigt haben. Es ist also nicht auszuschließen, daß ein ähnliches Design, wenn es für die erste Panelwelle möglich gewesen wäre, dort signifikante Wechselwirkungen zwischen dem politischen Interesse und dem Effekt des Incentives aufgedeckt hätte.
 

Tab. 5: Der Effekt des zweiten Incentives auf die Haltequote unter
Berücksichtigung des politischen Interesses der Zielperson
- Ergebnisse eines log-linearen Modells -
 

5.5 In welcher Panelwelle sollte das Incentive eingesetzt werden?

Betrachten wir nun abschließend die Gesamtausschöpfung der zweiten Panelwelle, also die Ausschöpfungsquote bezogen auf die der ersten Panelwelle zugrundeliegende Stichprobe (vgl. Abb. 8), die wir wir durch einfache Multiplikation der jeweiligen Ausschöpfungsquoten der beiden Panelwellen ermittelt haben. Der höchste Gesamtrücklauf ergibt sich mit 55,3 Prozent erwartungsgemäß in der Gruppe von Personen, die in beiden Wellen ein Incentive erhielt. Am niedrigsten ist der Rücklauf hingegen, wenn weder in der ersten noch in der zweiten Panelwelle ein Incentive eingesetzt wurde. Er beträgt dann lediglich 40,9 Prozent. Wird nur in einer der beiden Wellen ein Incentive gewährt so liegen die Ausschöpfungsquoten zwischen diesen beiden Extremwerten. Obwohl keine Hysteresis-Effekte existieren, erweist es sich somit als effektiver, das Incentive bereits in der ersten Welle einzusetzen, wenn man sich aus Kostengründen auf ein Incentive beschränken muß. Denn der Gesamtrücklauf liegt dann mit 51,9 Prozent deutlich höher, als wenn das Incentive erst in der zweiten Welle gewährt wird. Hier beträgt der Rücklauf nur 45,3 Prozent.

Abb. 13: Die Gesamtausschöpfung im Panel in Abhängigkeit vom
ersten und zweiten Incentive

6. Zusammenfassung und Schlußfolgerungen

Unsere Ergebnisse zeigen zunächst, daß auch bei der Durchführung von Panelstudien die schriftliche Befragung nach der Total-Design-Method eine echte Alternative zu den momentan dominierenden mündlichen bzw. telefonischen Befragungsformen darstellt. Selbst in der Gruppe, die keinerlei Incentive erhalten hat, erzielen wir in der ersten Welle eine Ausschöpfungsquote von fast 50 Prozent und eine Haltequote von mehr als 80 Prozent bei der Wiederholungsbefragung. Berücksichtigt man, daß diese Studie in einem großstädtischen Milieu durchgeführt wurde, so ist dieses Ergebnis aus unserer Sicht außerordentlich zufriedenstellend.

Darüber hinaus konnten wir durch unser Methodenexperiment zeigen, daß ein geeignetes materielles Incentive die Ausschöpfungsquote schriftlicher Befragung steigert, wobei der rücklaufsteigernde Effekt in der ersten Welle unserer Panelbefragung deutlich größer ausfällt als in der zweiten. Dieser Effekt stellt sich unabhängig vom Alter und vom Geschlecht der Zielperson ein und scheint auch vom sozio-ökonomischen Kontext nicht beeinflußt zu werden.

Wir konnten darüber hinaus zeigen, daß die Haltequote in der zweiten Panelwelle von einem in der ersten Panelwelle gewährten Incentive nicht beeinflußt wird, d.h., es tritt kein Hysteresis-Effekt auf. Ebensowenig kommt es zu einer Wechselwirkung zwischen dem ersten und dem zweiten Incentive, d.h. beide Incentives wirken völlig unabhängig voneinander.

Aufgrund der finanziellen Restriktionen wird man sich zumeist auf den Einsatz eines einzigen Incentives beschränken. Unsere Befunde sprechen dafür, daß es effizienter ist, daß Incentive bereits in der ersten Panelwelle einzusetzen. Obwohl zwischen beiden Incentives keine Wechselwirkungen auftreten, läßt sich so eine höhere Gesamtausschöpfung erzielen. Zudem reduziert sich die Zahl der Personen, die mehrfach angeschrieben werden müssen, bereits in der ersten Welle, was wegen des größeren Stichprobenumfangs besonders wünschenswert ist.

Ob sich unsere Befunde auch auf mehrwellige und längerfristig angelegte Panels übertragen lassen, muß aber vorerst eine offene Frage bleiben. Auch ist darauf hinzuweisen, daß Incentives möglicherweise unerwünschte Konsequenzen nach sich ziehen können: Wie unlängst gezeigt wurde, kann der Einsatz von Incentives auf Seiten der Befragten zu der Erwartung führen, daß für die Teilnahme an der Befragung generell eine materielle Vergünstigung zu gewähren sei (Singer/Hoewyk/Maher 1998). Analog zu den von Frey (1997) beschriebenen Prozessen können offenbar auch im Bereich der empirischen Sozialforschung monetäre Anreize langfristig die intrinsische Motivation der Respondenten zerstören. Wenn aufgrund dieser Effekte langfristig die Bereitschaft, sich unentgeltlich an einem Interview zu beteiligen, weiter sinken würde, würde sich die ohnehin schwierige Situation der Umfrageforschung weiter verschlechtern.

Anhang

Tab. A1: Die Ausschöpfung der Stichprobe in Abhängigkeit von der Gewährung eines materiellen Incentives
 

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