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Berliner Journal für Soziologie

Erschienen in:

01.06.2011 | Abhandlungen

Religion und Religiosität als Ursache von Homonegativität

Eine Mehrebenenanalyse von 79 Staaten

verfasst von: Sebastian Jäckle, Georg Wenzelburger

Erschienen in: Berliner Journal für Soziologie | Ausgabe 2/2011

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Zusammenfassung

Trotz einer Liberalisierung der Einstellungen zur Homosexualität in vielen westlichen Industriestaaten besteht im weltweiten Vergleich weiterhin eine große Varianz im Hinblick auf das Niveau der Homonegativität. Dieser Artikel untersucht mithilfe einer Mehrebenenanalyse in 79 Ländern, wie sich diese Niveauunterschiede erklären lassen. Datenbasis sind die letzten beiden Wellen des World Value Survey. Besonderes Augenmerk liegt auf der Erklärungskraft von Religion und Religiosität, für die beide ein starker Einfluss nachgewiesen wird. Die Ergebnisse der Auswertung zeigen darüber hinaus, dass auf der Individualebene insbesondere soziodemografische Variablen wie etwa Alter, Geschlecht, Bildungsabschluss, Familienstand oder Beruf stark mit der Homonegativität einer Person korrelieren. Auf der Aggregatebene sind vor allem der Entwicklungsstand eines Landes sowie dessen politisches Erbe (Kommunismus) erklärungskräftig. Die Aufnahme konditionaler Effekte als Cross-Level-Interaktionen oder Interaktionen auf der Individualebene ermöglicht es zudem, interaktive Zusammenhänge beispielsweise zwischen der Religionszugehörigkeit und der Religiosität einer Person herauszuarbeiten. Das abschließende Modell erklärt rund 30 % der Varianz auf der Individual- und 60 % der Varianz auf der Aggregatebene.

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Unter Homosexuellen werden in diesem Artikel sowohl Schwule wie auch Lesben verstanden. Die Problematik, dass in der öffentlichen Debatte und damit auch zwangsläufig in Umfragen, die nicht explizit zwischen Schwulen und Lesben unterscheiden, homosexuell häufig mit schwul gleichgesetzt wird und hierdurch die Einstellung gegenüber Lesben nicht korrekt erfasst wird, ist den Autoren durchaus bewusst, lässt sich jedoch auf Basis der verwendeten Datensätze nicht umgehen. Sämtliche in dieser Arbeit getroffenen Aussagen zu Homosexualität/Homosexuellen sind damit immer unter diesem Vorbehalt zu betrachten.

Im Sinne semantischer Klarheit wird bewusst auf den Begriff der Homophobie verzichtet, da dessen etymologische Wurzel Debatten über Ursachen der Angst vor Homosexuellen impliziert, die als solche sicherlich legitim, aber eben nicht identisch mit den für diese Studie interessierenden Vorurteilsstrukturen sind.

Aus statistischer Warte betrachtet bietet sich auch aufgrund der größeren Anzahl an Merkmalsausprägungen die Frage nach der sozialen Praxis für die eigentliche Analyse verstärkt an, wohingegen die aufgrund der Messung auf einer Dreier-Skala mit weniger Informationsgehalt versehene Nachbar-Variable eher für eine Kreuzvalidierung der Ergebnisse prädestiniert erscheint. Eine insgesamt genauere Operationalisierung von Homonegativität scheitert an der Datenverfügbarkeit. Im Vergleich zur sozio-psychologischen Forschung, in der ein großer Aufwand betrieben wird, um aus einer Vielzahl an Fragebogenitems zumeist mittels Faktoranalysen diejenige Skala zu konstruieren, die die Homonegativität am besten erfasst (Hudson und Ricketts 1980; Davies 2004), kann bei der abhängigen Variablen in diesem Artikel nur auf die vorhandenen Daten und damit Fragestellungen aus dem WVS zurückgegriffen werden, wodurch sich zwangsläufig eine geringere Passgenauigkeit ergibt. Mit dieser Problematik haben jedoch sämtliche Studien zu kämpfen, die keine eigenständige Erhebung durchführen und somit auf Sekundärdaten angewiesen sind (Ohlander et al. 2005; Hooghe et al. 2010).

Neben diesen beiden Gruppen von erklärenden Variablen testet vor allem die Psychologie häufig mittels „implicit association tests“ (IAT) noch eine Reihe weiterer individueller Faktoren, wie unter anderem die Bekanntschaft mit Homosexuellen, selbstberichtete Geschlechterrollencharakteristika (Black und Stevenson 1984), die grundlegende Ausgeprägtheit von Vorurteilsstrukturen gegenüber anderen Minderheitengruppen oder den „right wing authoritarianism“. Diese Einflussfaktoren können jedoch auf Basis einer Sekundärdatenanalyse wie hier bestenfalls approximativ angegangen werden.

In seiner Weihnachtsansprache zur römischen Kurie im Jahr 2008 sagte der Papst, dass eine Missachtung der von der katholischen Kirche proklamierten „Natur des Menschen als Mann und Frau“ einer „Selbstzerstörung des Menschen und so Zerstörung von Gottes eigenem Werk“ gleichkomme (Benedikt XVI. 2008).

Nach Jan-Erik Lane (2008, S. 232) stellt der religiöse Fundamentalismus allgemein eine der größten Herausforderungen für eine globale und offene Gesellschaft dar. Dies gilt insbesondere, wenn in einem Staat fundamentalistische Einstellungen offiziell akzeptiert oder sogar aktiv vertreten werden. Besonders starke fundamentalistische Strömungen finden sich im Islam (Roy 2004), in evangelikalen protestantischen Freikirchen (Harris 1998) sowie im Hinduismus (Bhatt 2001). Bei Letzterem kommt jedoch eine starke nationalistische Komponente hinzu, die insbesondere eine Abgrenzung gegenüber dem Islam propagiert (vgl. Pakistan-Kaschmir-Konflikt) und sich damit weniger auf die sittlich-religiöse Ebene konzentriert als islamistische oder christliche Fundamentalisten.

Einige Religionen, die im WVS abgefragt werden (z. B. Bahais, Jains, Zoroasten), lassen sich keiner der großen Religionen zuordnen und wurden daher in eine nicht weiter analysierte Residualkategorie eingeordnet.

Der Katholizismus und die protestantischen Freikirchen werden auf derselben Stufe eingeordnet. Denn zum einen unterscheiden sich die Religionen nicht in ihrer Heiligen Schrift und zum anderen wird die explizitere Ablehnung von Homosexualität durch die katholische Führungsschicht durch den größeren Einfluss fundamentaler Strömungen bei den protestantischen Freikirchen aufgewogen. Da das orthodoxe Christentum gerade im Hinblick auf seine Organisationsstruktur sowie die Rigidität religiöser Aussagen mit dem Katholizismus vergleichbar ist, findet es sich ebenfalls auf dieser Stufe wieder.

Im Vergleich zu den Maßen, die eine implizite Abneigung erfassen, unterliegen Selbstberichte zwangsläufig immer einer größeren Gefahr bewusster Manipulierung bzw. einer Verzerrung durch Antworten aufgrund sozialer Erwünschtheit (Banse et al. 2001).

In Bezug auf das von ihnen primär untersuchte Thema der Geschlechtergleichheit verweisen Inglehart und Norris auf Arbeiten aus der Soziologie, der Sozialpsychologie und der Anthropologie, die Religion grundsätzlich als eine der „most important agencies of socialization determining social norms and moral values with regard to gender equality“ (Inglehart und Norris 2003, S. 50) ansehen. Auch den aktiven Versuch einzelner Religionen, soziale Normen wie die untergeordnete Rolle von Frauen zu bekräftigen, sehen sie als Hinweis auf einen Zusammenhang zwischen der Säkularisierung und einer wachsenden Unterstützung für „gender equality“.

Während die Komposition des Index als unzureichend kritisiert wurde, ist die Grundaussage des Modernisierungstrends jedoch weitgehend unumstritten (Klages et al. 1992; Kadishi-Fässler 1993).

Allerdings scheint in einzelnen gesellschaftlichen Subgruppen der Alterseffekt auch positiv zu sein (Johnson et al. 1997; Lemelle und Battle 2004).

Das Querschnittsdesign dieser Studie unterminiert jedoch eine Überprüfung dieser kausalen Aussage.

Wird zwischen der Einstellung zu Schwulen und der zu Lesben unterschieden, verschwimmen die Unterschiede etwas. Männer scheinen besonders gegenüber Schwulen ablehnend eingestellt zu sein, Frauen hingegen stärker gegenüber Lesben (Steffens und Christof 2004; Steffens 2005).

Zum theoretischen Hintergrund ausführlich Ohlander et al. (2005).

Alternativ könnte man natürlich auch argumentieren, dass mit zunehmender Größe der Familie der Einfluss der Eltern auf die Kinder abnimmt, da diese in fixer Zeit mehr Kommunikationskanäle bedienen müssen. Theoretisch und empirisch fundierter erscheint jedoch die These von Durkheim, weshalb im Folgenden von einem positiven Einfluss kinderreicher Familien auf die Homonegativität ausgegangen wird.

Das rein ökonomische Argument lässt sich verknüpfen mit der von Inglehart (1977) beschriebenen Verschiebung von „survival orientation“ zu „self-expression“, die als ein Charakteristikum des Wertewandels gelten kann und deren Zusammenhang mit veränderten Einstellungen gegenüber gesellschaftlich kontroversen Themen wie Prostitution oder Geschlechtergleichheit nachgewiesen wurde (Inglehart und Baker 2000; Inglehart und Norris 2003; Inglehart und Welzel 2006).

Ein umgekehrter kausaler Effekt, nach dem sich eine in der Gesellschaft bereits manifestierte liberalere Einstellung erst mit gewisser Zeitverzögerung auch in Gesetzesform wiederfindet, ist indes nicht auszuschließen. Aber auch in diesem Fall müsste sich ein Zusammenhang zwischen der gesetzlichen Ausgestaltung und der in der Bevölkerung vorherrschenden Meinung ausmachen lassen.

Zweifelsohne besteht gerade bei dieser Variablen ein gewisses Endogenitätsproblem. So ist es durchaus denkbar, dass die Einstellungen zur Homosexualität keine Folge der gesetzlichen Bestimmungen sind, sondern umgekehrt gesetzliche Strafen für homosexuelle Praktiken sich erst aus einer in der Gesellschaft vorherrschenden Homonegativität ergeben. Auch wenn die Kausalität hier nicht letztendlich zu klären sein wird, geht der vorliegende Artikel doch primär von der prägenden Kraft von Gesetzten aus, die diese auf die Gesellschaft entfalten.

Auf eine gesonderte Betrachtung der Legalität lesbischer Praktiken wird hier bewusst verzichtet, da die Datenlage sehr viel schlechter ist als bei Schwulen und zudem die Legalität schwuler Kontakte einen härteren Test darstellt als die von Lesben: Wenn homosexuelle Praktiken unter Frauen verboten sind, so sind sie es stets auch für Männer. Umgekehrt gibt es hingegen Fälle, in denen homosexuelle Praktiken unter Männern zwar verboten, für Frauen jedoch erlaubt sind (so etwa in Ghana oder Bangladesch).

Plastische Beispiele liefern Stadtviertel, die für ihren hohen Anteil an homosexuellen Bewohnern bekannt sind und die sich im Laufe der Jahre zu allgemeinen In-Vierteln entwickelt haben, etwa das „Village“ in Montréal, die „Castro Area“ in San Francisco oder auch das Glockenbachviertel in München.

In dieses Argumentationsmuster passt die in den letzten Jahren verstärkt festzustellende gestiegene Relevanz von Konvertiten innerhalb terroristischer Gruppierungen wie Al Qaida, deren von kulturellen Wurzeln oftmals abgekoppeltes Weltbild eine einseitige Übersteigerung einzelner Aspekte einer religiösen Lehre darstellt (Roy 2010).

Datenbasis für die Analyse sind neben dem WVS (für die Variablen auf der Individualebene) unterschiedliche international vergleichende Datenbanken (für die Variablen der Aggregatebene): World Religion Database, CIA World Factbook, Datenbank der International Lesbian, Gay, Bisexual and Trans and Intersex Association, Datenbank des Human Development Report der Vereinten Nationen.

Hox (2002, S. 184) gibt mehrere Daumenregeln zur Verwendung des IKK (von 0,05 bis 0,3), wobei er als „härtestes“ Kriterium einen IKK von 0,3 angibt („in those cases where on a priori grounds much higher intraclass correlations appear reasonable“).

In den folgenden Modellen werden die Berufsdummies trotz Signifikanz nicht weiterverwendet. Grund dafür ist die hohe Zahl an Iterationen (85), die bei der Schätzung von Modell 2 notwendig ist und die für eine vergleichsweise schlecht konvergierende Modellspezifikation spricht.

Dieses Ergebnis bestätigt sich auch, sofern die einzelnen Religionen als Dummyvariablen eingebracht werden. Eine solche Vorgehensweise wäre insofern dem verwendeten Religionsindex vorzuziehen, als sie den Einfluss einzelner Religionen auf die Homonegativität deutlicher zum Ausdruck brächte. Allerdings führt die für einzelne Länder zum Teil sehr geringe Varianz bei der Religionszugehörigkeit dazu, dass sich, sofern mehrere Religionsdummies gleichzeitig in das Modell eingebracht werden, die Fallzahl auf der Aggregatebene deutlich reduziert oder die Schätzung sogar gar nicht mehr konvergiert. Ein Vergleich dieser Modelle ist aufgrund der jeweils unterschiedlichen Fallzahlen dann sehr schwierig. Bei der Verwendung des Religionsindexes besteht dieses Problem in dieser Weise hingegen nicht. Alternativ ist es möglich, die Dummies für die einzelnen Religionen in separate Modelle aufzunehmen. Bei dieser Vorgehensweise ergibt sich letztlich bis auf eine Ausnahme die theoretisch im Religionsindex erwartete Reihung. Einzig die Katholiken zeigen sich empirisch deutlich weniger homonegativ als theoretisch erwartet. Hier gibt es also eine vergleichsweise große Diskrepanz zwischen der kirchlichen Lehre und der tatsächlichen Einstellung der Gläubigen.

An diesem Befund ändert sich auch nichts, wenn keine weiteren Variablen auf der Individualebene im Vergleich zu Modell 1 hinzukommen. Aus Platzgründen wurden diese beiden Schritte der Modellbildung jedoch in Modell 2 zusammengefasst.

Die Ergebnisse dieses Modells sind aufgrund der deutlich geringeren Fallzahl (verursacht durch fehlende Daten für den Gesetzesindex in einer Vielzahl von Ländern) nur sehr bedingt mit den vorherigen vergleichbar. Es fällt jedoch auf, dass sämtliche zuvor als signifikant identifizierten Faktoren auch unter den geänderten Vorzeichen des deutlich reduzierten Datensatzes bestehen bleiben.

Aus diesem Grund wurde der Schwellenwert für den Abbruch des Maximum-Likelihood-Iterationsprozesses auf einen Wert von 0,01 heraufgesetzt. Dadurch wird schneller eine stabile Lösung gefunden, die jedoch mit einer höheren Fehlerhaftigkeit belastet ist.

Dieser Interaktionseffekt lässt sich auch mittelbar als Niveaueffekt interpretieren, da die Homonegativität in (post-)kommunistischen Ländern ohnehin höher liegt als in der Vergleichsgruppe und deshalb rein logisch nur weniger stark steigen kann.

Im konkreten Fall wurden etwa die Werte für die Religionszugehörigkeit der Befragten in mehreren Ländern nachkodiert, weil die Kategorien „protestant“ und „evangelikal“ nicht stringent verwendet wurden.

Dafür, dass die Ergebnisse der Analyse trotz der Datenprobleme durchaus als robust anzusehen sind, spricht auch, dass der Cross-Check mit der alternativen Operationalisierung der Homonegativität über die Frage, ob man Homosexuelle als Nachbarn haben möchte, die Resultate grosso modo bestätigt (vgl. Tab. 8).

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Titel: Religion und Religiosität als Ursache von Homonegativität
Eine Mehrebenenanalyse von 79 Staaten
verfasst von: Sebastian Jäckle
Georg Wenzelburger
Publikationsdatum: 01.06.2011
Verlag: VS-Verlag
Erschienen in: Berliner Journal für Soziologie / Ausgabe 2/2011
Print ISSN: 0863-1808
Elektronische ISSN: 1862-2593
DOI: https://doi.org/10.1007/s11609-011-0155-y

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