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8.8.1 Multivariate Prüfung der Einflüsse von Religion und Religiosität auf freiwillige Arbeit

Im Folgenden wurden multivariate Analysen zur Prüfung der Hypothesen H5 bis H9 vorgenommen. Zwar beschäftigt sich die Hypothese H5 mit der Frage danach, ob religiösere Personen häufiger freiwillig arbeiten, doch soll zunächst überprüft werden, ob die bloße Religionszugehörigkeit einen Einfluss darauf hat, ob sich freiwillig betätigt wird oder eher hauptamtlich in gemeinnützigen Vereinen. Der Likelihood-Quotient-Test der Tabelle A 67 zeigt, dass die Zugehörigkeit zu einer Glaubensgemeinschaft unter Kontrolle von soziodemographischen Merkmalen signifikant zur Trennung der beiden Gruppen hauptamtlicher Mitarbeiter und Freiwilliger beiträgt. Alter und Erwerbstätigkeit können ohne die Gefahr einer Überspezifikation des Modells beibehalten werden. Die binär-logistische Regressionsanalyse des Einflusses von Religionszugehörigkeit auf freiwillige Arbeit macht mit einer aufgeklärten Varianz von R² = 0,42 und einem hochsignifikanten Likelihood-Ratio-Test (x² = 286,6***) deutlich, dass vor allem die Zugehörigkeit zu islamischen und alevitischen Glaubensgemeinschaften signifikant zu freiwilligem Engagement im Vergleich zur hauptamtlichen Tätigkeit beiträgt (Tabelle A 68 und Tabelle A 69).

Konfessionslos (b = -2,56***), evangelisch (b = -2,06***) und katholisch (b = -2,67***) zu sein, senkt die Chance, freiwillig zu arbeiten im Vergleich zu Muslimen und Aleviten signifikant. Allerdings muss auch dieses Ergebnis unter Berücksichtigung der geringen Anzahl an hauptamtlichen Mitarbeitern der türkisch-islamischen Vereine betrachtet werden. Werden die Berechnungen ohne die Muslime und Aleviten durchgeführt, zeigt sich ausschließlich ein signifikanter Effekt der evangelischen Konfession (b=0,61***) auf die freiwillige Arbeit (nicht gezeigt). Weder Konfessionslosigkeit noch die katholische Konfession beeinflussen die Wahrscheinlichkeit, hauptamtlich oder freiwillig tätig zu sein. Tabelle A 71 bildet die Regressionsanalysen zu den religiösen Merkmalen und deren Einfluss auf freiwillige Arbeit ab. Die Likelihood-Quotient-Tests sind in Tabelle A 70 abgetragen und belegen, dass alle getesteten religiösen Merkmale signifikant zur Trennung der beiden Gruppen beitragen.

Unter Kontrolle soziodemographischer Merkmale liegen die aufgeklärten Varianzen der Regressionsanalysen alle bei R² = 0,43, die Güteprüfungen der Modelle anhand des Likelihood-Ratio-Tests ergeben alle hochsignifikante Werte.

Der Einfluss des Glaubens auf den Alltag (b = 0,45***) steigert signifikant die Chance, freiwillig statt hauptamtlich in einer der beobachteten Organisationen tätig zu sein. Überschreitet die Bethäufigkeit einer Person die durchschnittliche Häufigkeit der Befragten nicht, ist ihre Chance, freiwillig zu arbeiten, signifikant geringer (b = -0,91***) als für Personen, die überdurchschnittlich häufig beten. Auch die Verbundenheit mit der Glaubensgemeinschaft steigert signifikant die Chance, freiwillig tätig zu sein. Im Vergleich zu Personen, die angeben, sich stark und sehr stark mit ihrer Glaubensgemeinschaft verbunden zu fühlen, ist die Chance, freiwillig zu arbeiten, für solche Personen geringer, die nur eine geringe oder gar keine Verbundenheit empfinden (b = -1,07***). Und auch die selbsteingeschätzte Religiosität zeigt dasselbe Bild: Personen, die ihre Religiosität für stark oder sehr stark halten, sind signifikant häufiger freiwillig als hauptamtlich (b = -1,04***) in einer der betrachteten Organisationen tätig. Die Hypothese H5 kann also nach der Prüfung durch verschiedene Merkmale der Religiosität und Religionsausübung beibehalten werden. Personen, die religiös sind, arbeiten eher freiwillig als hauptamtlich in den betrachteten gemeinnützigen Organisationen.

Die Hypothese H6 lautete, „Personen, die häufiger den Gottesdienst besuchen, arbeiten häufiger freiwillig und vor allem häufiger freiwillig in zweckorientierten Organisationen als andere“. Zur Prüfung wurden erneut binärlogistische Regressionsanalysen zum Einfluss der Kirchen- und Moscheebesuchshäufigkeit auf freiwillige Arbeit konfessioneller Befragter berechnet. Aufgrund der beschriebenen Schwierigkeiten des regelmäßigen Cem-Besuchs der Aleviten wurden diese aus der folgenden Analyse ausgeschlossen. Die Güte des Modells und die aufgeklärte Varianz sind auch im Modell 5, das den ersten Teil der Hypothese H6 –„Personen, die häufiger den Gottesdienst besuchen, arbeiten häufiger freiwillig“– testet, hoch (R² = 0,43, x² = 175,2***) (Tabelle A 72). Die Schwellenwerte für eine überzufällige Klassifikation sind bei allen Modellen deutlich überschritten (Tabelle A 73). Für Personen, die nur bis zu durchschnittlich häufig in die Kirche oder Moschee gehen, ist die Wahrscheinlichkeit, freiwillig statt hauptamtlich in einer der Organisationen zu arbeiten, signifikant geringer (b = -0,83***). Die Chance ist um 127,3 % kleiner als für Personen, die ihr Gotteshaus überdurchschnittlich oft besuchen. Der erste Teil der Hypothese H6 kann beibehalten werden: Freiwillige, die häufiger den Gottesdienst besuchen, arbeiten häufiger freiwillig als hauptamtlich in den beobachteten Organisationen.

Der zweite Teil der Hypothese H6 beschäftigt sich mit der Frage, ob die Moschee- und Kirchgangshäufigkeit auch unter konfessionellen Freiwilligen verschiedener Vereine variiert. Die multinomiale logistische Regressionsanalyse in Tabelle 69 zeigt den Einfluss der Moschee- und Kirchgangshäufigkeit auf die Zugehörigkeit zu einer der drei Organisationstypen für freiwillige Mitarbeiter. Die erklärte Varianz beträgt R² = 0,52, der Likelihood-Ratio-Test ist mit x² = 199,4*** hochsignifikant. Mit Freiwilligen solidarischer Vereine als Referenzkategorie zeigt sich, dass die Häufigkeit der Kirchenbesuche auf die Zugehörigkeit zu zweckorientiert christlichen Vereinen einen hochsignifikanten Einfluss hat. Im Vergleich zu Freiwilligen, die überdurchschnittlich oft in die Kirche gehen, vermindert eine durchschnittliche Besuchshäufigkeit die Chance, in zweckorientiert christlichen Vereinen freiwillig aktiv zu sein (b = -2,21***), und erhöht vice versa die Chance, sich in solidarischen Vereinen zu engagieren. Die mittlere Kirchgangs- und Moscheebesuchshäufigkeit trägt nicht zur Trennung bei, ob Personen in solidarischen oder zweckorientiert türkisch-islamischen Vereinen freiwillig arbeiten. Dieser Befund war nicht zu erwarten.

Werden jedoch die zweckorientiert christlichen Vereine als Referenzkategorie betrachtet, zeigt sich ein signifikanter Effekt im Vergleich zu den zweckorientiert türkisch-islamischen Vereinen. Bis zu durchschnittlich häufige Besuche von Gotteshäusern tragen im Vergleich eher zu freiwilliger Arbeit in zweckorientiert türkisch-islamischen Vereinen bei (b = 3,32***), während häufigere Besuche zu Engagement in christlichen Vereinen führen (nicht gezeigt).

Nicht vergessen werden darf jedoch, dass die Varianz der Moscheebesuchshäufigkeit deutlich geringer ausfällt als jene der Kirchenbesuche. Die Freiwilligen der türkisch-islamischen Vereine, ausgenommen der Aleviten, gehen zwar deutlich häufiger in die Moschee als Freiwillige christlicher Vereine in die Kirche, doch unterscheiden sich die Muslime nur geringfügig hinsichtlich ihrer Moscheebesuchs-gewohnheiten. Man könnte auch von einem höheren Ausgangspunkt oder Achsenabschnitt der islamischen Moscheebesuchsgewohnheiten sprechen.

Da jedoch alle Befragten gemeinsam untersucht werden und verzerrte Ergebnisse durch religionsspezifisch unterschiedlich häufige Gotteshausbesuche vermieden werden sollten, zeigt sich, dass die häufigen Moscheebesuche wesentlich weniger Relevanz für die Freiwilligen zweckorientiert türkisch-islamischer Vereine besitzen als für jene der christlichen Vereine. Doch ist nicht klar, ob dies bei einer Zufallsstichprobe türkischer Migranten ebenfalls zu beobachten wäre, da hier die Varianz von Konfessionszugehörigkeit und Religiosität vermutlich größer wäre. Anders verhält es sich bei den Freiwilligen solidarischer Vereine. Hier ist der Effekt tatsächlich auf die selteneren Kirchen- und Moscheebesuche der Freiwilligen zurückzuführen.

Tabelle 69: Multinomiale logistische Regression der Zugehörigkeit zu einer der drei Organisationstypen und der Moschee- und Kirchgangshäufigkeit, ohne Aleviten

Unter Kontrolle der soziodemographischen Merkmale Alter, Geschlecht, Haushaltstyp und Migrationshintergrund.

Die Hypothese H7 lautete, „Je häufiger Freiwillige Gottesdienste besuchen, desto eher sind sie aufgrund der Ansprache von Personen aus der Organisation zu ihrem Engagement gekommen“. Um diese Hypothese zu prüfen, wurde eine binär-logistische Regressionsanalyse mit der abhängigen Variable „Anstoß von Personen aus der Organisation“ berechnet. Zusätzlich zu soziodemographischen Merkmalen wurde die Moschee- und Kirchgangshäufigkeit einbezogen. Nach dem Likelihood-Quotient-Test erweisen sich ausschließlich das Geschlecht und das Alter sowie die Häufigkeit des Moschee- und Kirchgangshäufigkeit als statistisch relevant für die abhängige Variable (Tabelle A 74). Die Klassifikationsmatrix (Tabelle A 75, Tabelle A 76) und die anderen Gütekriterien weisen auf eine akzeptable Modellanpassung hin (R² = 0,08, Likelihood-Ratiox² = 23,1***). Die Berechnungen zeigen, dass der überdurchschnittlich häufige Besuch von Gottesdiensten signifikant beeinflusst, woher der Anstoß kam, die Tätigkeit zu übernehmen. Die Wahrscheinlichkeit, von leitenden Personen aus der Gruppe oder Organisation, in der die Freiwilligen tätig sind, angesprochen worden zu sein, ist mehr als zweimal höher, wenn die Personen häufiger als der Durchschnitt in die Moschee oder Kirche gehen (b = 0,76***). Darüber hinaus zeigt sich, dass Männer (b = 0,47*) häufiger angesprochen werden, und der An-stoß von Personen der Organisationen zur freiwilligen Arbeit seltener kam, je älter die Personen sind (b = -0,02**).

Um die Hypothese H8 „Freiwillige, die in zweckorientierten Vereinen arbeiten, sind häufiger aufgrund der Ansprache von Personen aus der Organisation zu ihrem Engagement gekommen als Personen, die in solidarischen Vereinen arbeiten“ zu prüfen, wurde statt des Merkmals Moschee- und Kirchgangshäufigkeit nun die Variable Organisationsform aufgenommen [1]. Die Modellgüte und die aufgeklärte Varianz sind jedoch geringer als im Modell der Besuchshäufigkeit (R² = 0,04, Likelihood-Ratio-x² = 12,0**) (Tabelle A 75, Tabelle A 76). Die Organisationsform hat zunächst keinen Einfluss auf den Anstoß von Personen der Organisationen. Die Hypothese H8 muss zunächst abgelehnt werden. Doch zeigten die deskriptiven Auswertungen deutlich, dass die Kirchgangshäufigkeit nicht gleichermaßen relevant für die beiden Gruppen solidarischer und zweckorientierter Organisationen ist (Tabelle 66). Daher wurde die Analyse des Einflusses von Kirchgangs- und Moscheebesuchshäufigkeit noch einmal mit voneinander getrennten Gruppen durchgeführt, was ein anderes Bild ermöglicht.

Das Modell 3 der zweckorientierten Organisationen zeigt eine aufgeklärte Varianz von R² = 0,12 und einen Likelihood-Ratio-Test von x² = 27,1*** (Tabelle 70). Die Gütemaße des Modells 4 für die solidarischen Vereine sind nicht akzeptabel (x² = 2,8 n.s.). Die aufgeklärte Varianz liegt bei R² = 0,05. Keine der unabhängigen Variablen beeinflusst, ob der Anstoß zur freiwilligen Arbeit durch Personen aus der Organisation gekommen ist oder nicht. Für die Freiwilligen zweckorientierter Organisationen dagegen spielt Moschee- und Kirchgangshäufigkeit nach wie vor eine hochsignifikante Rolle. Für Freiwillige, die überdurchschnittlich oft in die Kirche oder Moschee gehen, ist die Wahrscheinlichkeit, von Personen aus der Organisation angesprochen worden zu sein und nach freiwilliger Arbeit gefragt worden zu sein, fast dreimal so hoch (b = 1,07***), als für Personen, die nur bis zu durchschnittlich oft Gottesdienste besuchen. Auch das Alter hat für den Anstoß von Organisationsmitgliedern im Modell für zweckorientierte Freiwillige weiterhin einen Effekt (b = -0,03***). Ältere werden seltener durch den Anstoß von außen zu freiwilliger Arbeit gebracht.

Es zeigt sich also, dass zwar konfessionelle Freiwillige zweckorientierter Organisationen, die überdurchschnittlich oft in die Kirche oder Moschee gehen, häufiger durch Leitungspersonen der Organisationen zu ihrem Engagement gekommen sind, konfessionelle Freiwillige solidarischer Einrichtungen, die über-durchschnittlich häufig in die Kirche oder Moschee gehen, aber nicht. Die reine Organisationszugehörigkeit lässt also nicht auf den Anstoß zur Aufnahme der Tätigkeit schließen.

Tabelle 70: Binär-logistische Regressionsanalyse des Einflusses von Moschee- und Kirchgangshäufigkeit auf den Anstoß zur freiwilligen Arbeit durch Personen aus der Organisation nach der Organisationszugehörigkeit*

Die letzte Hypothese H9 zum Einfluss religiöser Merkmale auf freiwillige Arbeit lautet „Je mehr Personen der eigenen Konfession in das Netzwerk integriert sind, desto eher arbeiten Personen freiwillig und vor allem eher freiwillig in zweckorientierten als in solidarischen Organisationen“. Auch die Überprüfung dieser Hypothese muss in zwei Schritten erfolgen. Daher werden zunächst Modelle berechnet, die alle freiwilligen und hauptamtlichen Mitarbeiter beinhalten, und im zweiten Schritt werden nur Freiwillige der verschiedenen Organisationen in die Regressionsanalysen integriert.

Zunächst wird folglich überprüft, ob die Wahrscheinlichkeit, freiwillig zu arbeiten, steigt, wenn Freunde derselben Konfession in das soziale Netzwerk integriert sind. Die Log-Likelihood-Quotient-Tests für die Variablen zeigen, dass die Kontrollvariablen Haushaltstyp und Geschlecht nicht zur Trennung der abhängigen Variable beitragen und gefahrlos entfernt werden können (Tabelle A 77).

Auch die Variable „Anteil der Freunde derselben Konfession“ trennt zunächst nicht signifikant Freiwillige und hauptamtliche Mitarbeiter. Dennoch soll im Folgenden der Einfluss des Merkmals getestet werden und in den folgenden Modellen angepasst werden.

Es verbleiben zusätzlich Alter, Erwerbsstatus, Migrationshintergrund und Anzahl der Freunde[2] in der Analyse. Das Modell 1 zeigt eine aufgeklärte Varianz von R² = 0,37 und einen Likelihood-Ratio-Test von x² = 210,3*** (Tabelle A 76 und Tabelle A 77). Doch zeigt, wie aufgrund des insignifikanten Likelihood-Quotient-Tests zu vermuten war, der Anteil der Freunde mit derselben Konfession überhaupt keinen Einfluss darauf, ob sich freiwillig engagiert oder hauptamtlich in einem der Vereine gearbeitet wird. Die aufgeklärte Varianz ist ausschließlich auf die demografischen Merkmale zurückzuführen (nicht gezeigt). Die deskriptiven Analysen zeigten jedoch, dass der Anteil der Freunde derselben Konfession mit dem Anteil der Freunde, die ebenfalls in der Organisation freiwillig tätig sind, variiert (Abbildung 19). Deshalb wurde das Merkmal der Konfessionszugehörigkeit der Freunde zunächst durch das Merkmal „Anteil der freiwilligen Freunde im Verein“ ersetzt und die Merkmale anschließend gemeinsam getestet.

Tatsächlich zeigt der Anteil der engen Freunde, die ebenfalls freiwillig im Verein arbeiten, im Modell 2 einen signifikanten Einfluss auf die Tätigkeit als freiwilliger oder hauptamtlicher Mitarbeiter (b = 2,67***) [3] und auch die Gütekriterien des Modells verbessern sich (R² = 0,44, x² = 258,7***). Für das Modell 3 wurden beide Merkmale eingeführt (Tabelle A 79). Die Güte des Modells verbessert sich jedoch nicht weiter (R² = 0,44, x² = 259,0***).

Während der Anteil der Freunde mit derselben Konfession weiterhin keinen Effekt zeigt, bleibt der Effekt des Anteils der Freunde, die freiwillig im Verein tätig sind, nahezu gleich (b = 2,70***). Auch der Ausschluss der konfessionslosen Befragten verändert die Ergebnisse nicht. Dies ist zunächst nicht einleuchtend. Doch integrierten die drei dargestellten Modelle sowohl konfessionelle als auch konfessionslose Befragte. Wie Tabelle 67 jedoch zeigte, ist der Anteil der konfessionslosen Freunde unter Konfessionslosen (33,4 %) deutlich geringer als der Anteil christlicher Freunde unter Christen (76,3 %) und muslimischer oder alevitischer Freunde unter Muslimen und Aleviten (91,0 %). Dies deutet darauf hin, dass die Effekte der Freunde für Konfessionslose und konfessionelle Befragte unterschiedlich zu sein scheinen.

Um zu prüfen, ob sich die Effekte zwischen konfessionslosen und konfessionellen Befragten unterscheiden, wurden die beiden Gruppen getrennt und erneut eine binär-logistische Regressionsanalyse mit denselben Merkmalen wie in Modell 3 berechnet (Tabelle A 81). Die Modellgüte für das vierte Modell der Konfessionslosen ist weiterhin gut, die erklärte Varianz ist etwas geringer als im vorangegangenen Model 3 (R² = 0,43, x² = 72,0***). Auch der Effekt ist ähnlich, verliert im Vergleich aber etwas an Stärke (b = 1,99***). Dagegen ist der Einfluss auf konfessionelle Befragte deutlich stärker und auch die erklärte Varianz ist etwas höher (R² = 0,49, x² = 214,9***). Die Klassifikationsmatrizen zeigen deutlich, dass das Modell der Konfessionslosen mit 80,6 % den höchsten Prozentsatz der richtigen Zuordnungen hat (Tabelle A 80). Es zeigt sich, dass die Wahrscheinlichkeit, freiwillig statt hauptamtlich in einem der Vereine tätig zu sein, für Konfessionslose signifikant mit dem Anteil der Freunde steigt, die im selben Verein tätig sind (b = 3,19***). Weiterhin steigt mit der Anzahl der engen Freunde (max. 5), die eigentlich nur als Kontrollvariable dienen sollten, signifikant die Wahrscheinlichkeit, freiwillig zu arbeiten (b = 0,35**). Es zeigt sich also, dass der erste Teil der Hypothese H9 abzulehnen ist. Der Anteil der Freunde mit derselben Konfession trägt nicht dazu bei, sich freiwillig zu engagieren. Nur dem Anteil der Freunde, die freiwillig im Verein arbeiten, ist ein Effekt auf die freiwillige Tätigkeit nachzuweisen.

Um den zweiten Teil der Hypothese H9 – „Je mehr Personen der eigenen Konfession in das Netzwerk integriert sind, desto eher arbeiten Personen (…) freiwillig in zweckorientierten als in solidarischen Organisationen“ – zu testen, wurden die beschrieben Analysen für ausschließlich Freiwillige wiederholt und überprüft, ob sich Unterschiede für die drei Organisationsformen finden lassen.

Die Log-Likelihood-Quotient-Tests für die Variablen zeigen, dass die Kontrollvariablen Erwerbsstatus und Geschlecht nicht zwischen den Organisationsformen variieren (Tabelle A 82). Diese werden aus den folgenden Modellen entfernt. Das Merkmal „Anzahl der Freunde“ wird, obwohl es ebenfalls keinen signifikanten Wert hat, beibehalten, damit die unterschiedliche Anzahl der Angaben zu engen Freunden kontrolliert werden kann.

Es verbleiben zusätzlich Alter, Haushaltstyp, Migrationshintergrund und Anzahl der Freunde in der Analyse sowie zunächst einzeln und anschließend gemeinsam die Merkmale Anteil der Freunde derselben Konfession und Anteil der Freunde, die freiwillig im Verein tätig sind. Das Modell 1 zeigt eine aufgeklärte Varianz von R² = 0,42 und einen Likelihood-Ratio-Test von x² = 178,9***, was eine gute Modellgüte belegt (Tabelle A 76 und Tabelle A 77). Die Referenzkategorie der abhängigen Variablen bilden die Freiwilligen solidarischer Organisationen. Im Vergleich zu diesen Freiwilligen solidarischer Vereine trägt der Anteil der Freunde derselben Konfession signifikant zur Wahrscheinlichkeit bei, sich in zweckorientiert christlichen Vereinen zu engagieren (b = 1,50***) (Tabelle A 83). Auch für die Freiwilligen zweckorientiert türkisch-islamischer Vereine zeigt sich dieser Effekt (b = 4,16**). Das Modell 2 prüft den Einfluss des Anteils der Freunde, die ebenfalls im Verein freiwillig arbeiten. Die aufgeklärte Varianz ist etwas geringer, die Modellgüte insgesamt aber ebenfalls gut (R² = 0,38, x² = 158,8***) (Tabelle A 83; Tabelle A 84). Auf die Zugehörigkeit zu zweckorientiert christlichen Vereinen hat der Anteil der freiwillig tätigen Freunde im Verein im Vergleich zu Freiwilligen solidarischer Vereine keinen Einfluss. Dagegen zeigt sich für die Unterscheidung zwischen Freiwilligen solidarischer und zweckorientiert türkisch-islamischer sehr wohl ein signifikanter Effekt (b = 3,01***).

Das dritte und letzte Modell der vorliegenden Analyse überprüft beide Merkmale der Freunde auf die Tätigkeit in einem der drei Vereine (Tabelle A 85, Tabelle A 86). Die aufgeklärte Varianz liegt bei R² = 0,44 und der LikelihoodRatio-Test bei x² = 193,5***. Im Vergleich zum ersten Modell ist die aufgeklärte Varianz noch einmal gestiegen. Für die Freiwilligen christlicher Vereine zeigt sich im Vergleich zu den Freiwilligen solidarischer Vereine ein signifikant positiver Effekt des Anteils der Freunde mit derselben Konfession (b = 1,53***). Wenn die engen Freunde also derselben Religion (oder keiner Religion) angehören wie die Freiwilligen, steigert dies die Wahrscheinlichkeit, in zweckorientierten Vereinen zu arbeiten, und senkt die Wahrscheinlichkeit, in solidarischen Vereinen zu arbeiten. Für Freiwillige zweckorientiert türkisch-islamischer Organisationen steigern beide Merkmale der engen Freunde die Wahrscheinlichkeit im Vergleich zu Freiwilligen solidarischer Vereine. Sowohl der Anteil der Freunde derselben Konfession (b = 3,44***) also auch der Anteil der freiwilligen Freunde im Verein (b = 2,40***) steigern signifikant die Chance des Engagements in einem türkisch-islamischen Verein. Unter Ausschluss der konfessionslosen Freiwilligen jedoch zeigt sich kein Effekt der gemeinsamen Konfession auf Freiwillige solidarischer und zweckorientiert christlicher Organisationen (nicht gezeigt). Der Effekt für die zweckorientiert türkisch-islamischen Freiwilligen bleibt auch unter Ausschluss der konfessionslosen Freiwilligen bestehen (nicht gezeigt).

Werden die Freiwilligen der christlichen Vereine als Referenzkategorie betrachtet, zeigt sich weiterhin ein positiver Effekt beider Merkmale für die freiwil-lige Tätigkeit in türkisch-islamischen Vereinen (nicht gezeigt). Hinsichtlich des Anteils der Freunde derselben Konfession ist der Effekt jedoch etwas schwächer (b = 1,91*). Der zweite Teil der Hypothese H9 kann also in Teilen bestätigt werden. Je mehr Personen der eigenen Konfession in das Netzwerk integriert sind, desto eher arbeiten Personen freiwillig in zweckorientierten (türkischislamischen) statt in solidarischen Organisationen.

  • [1] Aufgrund der bereits in der deskriptiven Analyse erläuterten geringen Fallzahl wurden hier die christlichen und türkisch-islamischen Vereine zusammengefasst
  • [2] Diese Variable dient dazu, Effekte der unterschiedlichen Anzahl der engen Freunde der Befragten zu neutralisieren. Zwar liegt die Variable maximal bei 5 und ist daher strenggenommen nicht metrisch, doch zeigte eine Einführung als ordinales Merkmal eine deutliche Verschlechterung der Modelle aufgrund zu kleiner Gruppen. Die Effekte der übrigen Merkmale wurden durch eine ordinale oder metrische Einführung des Merkmals nicht tangiert (nicht gezeigt)
  • [3] Die Merkmale mit Anteilswerten wurden im Folgenden durch 100 dividiert, damit die standardisierten Koeffizienten die Steigung pro Prozentpunkt widerspiegeln
 
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