De invloed van partners op elkaars mediagebruik: Een tijdbestedinganalyse van huishoudens / Partners' influence on each other's media use: An analysis of time use in households
PDF hosted at the Radboud Repository of the Radboud University
Nijmegen

The following full text is a publisher's version.
For additional information about this publication click this link.
http://hdl.handle.net/2066/56763

Please be advised that this information was generated on 2024-05-18 and may be subject to
change.
binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

Paul Nelissen, Ruben
Konig & Karsten
Renckstorf

21-05-08

12:17

Pagina 118

Mediagebruik, arbeidsparticipatie en positie in
het arbeidsproces: een
verkennende studie naar
de samenhang tussen
mediagebruik en deelname aan het arbeidsproces

In deze bijdrage wordt verslag gedaan van een verkennend onderzoek naar
de samenhang tussen de deelname aan het arbeidsproces en verschillende
patronen van mediagebruik, die voor velen beide een belangrijk onderdeel
vormen van de alledaagse leefwereld.
Aanleiding

Jaren geleden al wees Denis McQuail (1969) erop dat mediagebruik voor
moderne westerse samenlevingen een veel ‘normaler’ fenomeen is dan bijvoorbeeld het uitoefenen van een beroep en de deelname aan het arbeidsproces. Vrijwel iedereen maakt immers nagenoeg continu gebruik van de
media, hun boodschappen en diensten (Huysmans et al., 2004), terwijl
maar een fractie van de populatie – en dan ook maar voor een bepaalde fase
in het leven – ook een beroep uitoefent en zodoende aan het arbeidsproces
deelneemt.
 Maar hoe gaan mensen die beroepsmatig participeren in het arbeidsproces
met de media1 om? Hoe zijn deelnemers aan het arbeidsproces uitgerust
met media, welke inhoudelijke voorkeuren hebben zij en welke patronen
van mediagebruik hebben zij ontwikkeld? Is bijvoorbeeld de positie die
men in het arbeidsproces inneemt van belang? En andersom: hoe zijn diegenen met media uitgerust die – vrijwillig of genoodzaakt – niet aan het
arbeidsproces deelnemen of in in lagere posities terecht zijn gekomen?
Welke soorten mediaal aangeboden inhouden genieten hun voorkeur en
welke patronen van mediagebruik, bijvoorbeeld in het omgaan met nieuws
en nieuwsmedia, laten zich bij hen registreren?

Paul Nelissen, Ruben Konig en Karsten Renckstorf zijn verbonden aan de Radboud Universiteit Nijmegen. Correspondentie: Paul Nelissen, Postbus 9104, 6500 he Nijmegen. E-mail: p.nelissen@maw.ru.nl

118

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 119

Paul Nelissen, Ruben Konig & Karsten Renckstorf

Verschillen in media-uitrusting, mediagebruik en voorkeur voor mediainhouden tussen deelnemers aan het arbeidsproces – bijvoorbeeld tussen
‘actieven’ en ‘niet-actieven’, ‘leidinggevenden’ en ‘niet-leidinggevenden’ –
kunnen zeker in tijden van werkeloosheid belangrijke maatschappelijke
gevolgen hebben voor de toestand en de ontwikkeling van moderne westerse samenlevingen, waar vraagstukken zoals cohesie en (des)integratie, het
ontstaan en overbruggen van social en/of informational inequalities (zoals
informatie- en kenniskloven) tussen bevolkingsgroepen in het centrum
van maatschappelijke debatten staan.2
Theoretische uitgangspunten

In het volgende worden eerst de theoretische uitgangspunten toegelicht die
ten grondslag lagen aan de structurering van de te onderzoeken empirische
samenhang tussen media-uitrusting, mediagebruik en arbeidsparticipatie. Het
onderzoek zelf werd uitgevoerd aan de hand van empirische data uit
Nederland, anno 2000 (Konig et al., 2005). De hier gehanteerde uitgangspunten betreffen het handelingstheoretisch perspectief op mediagebruik, de
theoretische noties van Schelsky (1965) en Habermas (1989) met betrekking tot het private dan wel publieke domein waarin mensen verkeren en de
vaak aangehaalde noties van Bourdieu (1985) omtrent het sociale kapitaal
van mensen.
 De sociale inbedding van mediagebruik

Inmiddels is het common sense in de communicatiewetenschap dat mediagebruik als subjectief zinvol sociaal handelen van zelfbewuste actoren kan
worden opgevat (vgl. onder meer Anderson & Meyer, 1988, Blumler, Katz &
Gurevitch, 1974; Renckstorf & McQuail, 1996). Daarbij geldt dat mediagebruik geen geïsoleerde, puur individuele activiteit is, maar is ingebed in de
sociale context van mensen. Volgens de ‘mediagebruik als sociaal handelen’-benadering (vgl. Renckstorf & Wester, 2004) zijn in de alledaagse leefwereld van mensen sociale interacties en mediagebruik nauw met elkaar
verbonden. Deze benadering benadrukt enerzijds het individuele karakter
van het mediagebruik als sociaal handelen op basis van subjectieve definities van concrete situaties. Anderzijds heeft het mediagebruik ook een sociaal karakter, aangezien het plaatsvindt binnen een met anderen gedeelde
sociale context met gedeelde definities, normen en waarden, enzovoort.
Sociale interacties en sociale verbanden kunnen zowel de oorzaak en inspiratiebron zijn voor de selectie en het gebruik van media en media-inhouden alsook het gevolg van mediagebruik dat door mensen juist wordt ingezet om sociale interacties en sociale verbanden vorm te geven of in stand te
houden.
Tegen de achtergrond van een handelingstheoretisch perspectief kan een
tweetal verdere relevante invalshoeken worden genoemd waardoor verschillen in media-uitrusting en -gebruik op basis van respectievelijk deelname aan en positie in het arbeidsproces kunnen worden verwacht.
 Ten eerste brengt de deelname aan het arbeidsproces voor daadwerkelijk participerende mensen met zich mee dat zij zich niet langer louter en alleen
bewegen in de private wereld van gezin, vriendschapsrelaties en andere primaire verbanden. Deelnemers aan het arbeidsproces begeven zich noodza-

119

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 120

Mediagebruik, arbeidsparticipatie en positie in het arbeidsproces

kelijkerwijs ook en meer in het publieke domein, wat – vermoedelijk – consequenties heeft voor interesse in thema’s die tot dat domein behoren en
meer aandacht voor media-inhouden over deze thema’s (vgl. Schelsky,
1965; Habermas, 1989).
Ten tweede vormen de organisaties waarin de mensen werken complexe
sociale omgevingen, inclusief additionele communicatienetwerken.
Toegang tot en deelname aan deze organisationele netwerken kan in de
geest van Bourdieu (1985) het publiek sociaal kapitaal van mensen worden
genoemd. Parallel daaraan kunnen de toegang tot en de deelname aan
communicatienetwerken die men in de vrije tijd opbouwt als het privaat
sociaal kapitaal worden opgevat.
Arbeidsparticipatie en het private en het publieke domein

De uitoefening van een beroep is een belangrijk onderdeel van het sociale
handelen in de alledaagse leefwereld en vindt doorgaans plaats binnen een
organisatie. Organisaties vormen een onderdeel van de met anderen
gedeelde sociaal culturele context, waarbinnen het sociale handelen en het
mediagebruik plaatsvinden en vorm krijgen. We volgen hierbij Schelsky
(1965), die de scheiding tussen en de relatieve onafhankelijkheid van de
beroepswereld en de private wereld in de moderne westerse samenleving
benadrukt: ‘In der modernen Zivilisation sind… die Lebensbereiche des
Menschen so aufgeteilt und voneinander so verhältnismäßig unabhängig
und selbständig geworden, das ich in jedem eine selbstständige Rolle spielen kann.’ (Schelsky, 1965: 239).
 We nemen aan dat deze verschillende werelden en de daarmee samenhangende verschillende rollen verschillende mediavoorkeuren met zich meebrengen. Het uitoefenen van een beroep speelt zich meer af in het publieke
domein, terwijl degenen die niet deelnemen aan het arbeidsproces zich
meer in het private domein begeven. Dit onderscheid tussen het publieke en
het private domein sluit ook enigszins aan bij Habermas (1989). De deelname aan het publieke domein vraagt om interesse en aandacht voor
publieke thema’s. Het nieuws op tv, radio en in dagbladen vormt een weerspiegeling van het publieke domein en het thema ‘politiek’ is daarin een
belangrijk item. Te verwachten valt dat participanten aan het arbeidsproces,
de actieven, in vergelijking met de nog niet (of niet meer) aan het arbeidsproces participerenden, de niet-actieven, een grotere kans maken in aanraking te komen met thema’s die behoren tot het publieke domein, zoals
‘politiek’. Dat wil uiteraard niet zeggen dat niet-actieven het publieke
domein niet betreden. Ook zij vormen onderdeel van sociale netwerken,
vaak dezelfde netwerken waarvan actieven buiten hun arbeidsorganisatie
ook onderdeel zijn. Niet-actieven zullen naar verwachting echter vaker kunnen volstaan met aandacht voor thema’s die deel uitmaken van het private
domein, zoals gezondheid. We verwachten dan ook dat actieven meer aandacht hebben voor thema’s uit het publieke domein dan niet-actieven. Deze
aandacht zou tot uitdrukking moeten komen in de toeschrijving van een
grotere relevantie en interesse in politiek en de omvangrijkere blootstelling
aan politieke media-inhouden. Ook verwachten we onder actieven een grotere consumptie van nieuws, dat als actuele samenvatting van het publieke
domein kan worden aangezien. Niet-actieven zullen – naar verwachting –
meer interesse en aandacht hebben voor thema’s uit het private domein

120

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 121

Paul Nelissen, Ruben Konig & Karsten Renckstorf

zoals gezondheid en zich daarom meer blootstellen aan media-inhouden die
gezondheid thematiseren.3
Arbeidsparticipatie, het private en het publieke sociaal kapitaal

In de recentere literatuur worden organisaties doorgaans als communicatienetwerken geconceptualiseerd: ‘Kenmerkend voor organiseren en communiceren als proces van betekenisverlening zijn de interacties en interpretaties van mensen die samenwerken in een netwerk. Ze nemen
gebeurtenissen waar, praten daarover en geven betekenis aan ambigue situaties. Door middel van communicatie wisselen ze beelden uit, vertellen ze
verhalen en creëren ze werkelijkheidsbelevingen. Er is sprake van een
voortdurende dialoog en betekenisgeving bij het organiseren en communiceren’ (Boonstra, 2005: 51).
 Bij de toegang tot en de deelname aan sociale netwerken zowel binnen alsook buiten organisaties wordt in de literatuur vaak gesproken over de centrale rol van het sociaal kapitaal (Bourdieu, 1985; Coleman, 1999; Franzen
& Freitag, 2007; Paldam, 2000, Portes, 1998; Putnam, 1995; Walker, Kogut
& Shan, 1997). In navolging van Bourdieu (1985) wordt de omvang van het
sociale netwerk van mensen vaak met sociaal kapitaal aangeduid: ‘Social
capital is the sum of resources, actual or virtual, that accrue to an individual
or a group by virtue of possessing a durable network or more or less institutionalized relationship of mutual acquaintance and recognition’
(Bourdieu & Wacquant, 1992: 119).
 Sociaal kapitaal wordt in deze studie niet alleen gebruikt om verschillen in
media-uitrusting en mediagebruik tussen actieven en niet-actieven te
beschrijven en te verklaren, maar ook en vooral om verschillen tussen
actieven onderling – op grond van hun positie in het arbeidsproces – te kunnen opsporen. Door de sociale inbedding van het mediagebruik kunnen
verschillende posities in de netwerken van organisaties leiden tot verschillen in mediagebruik en aandacht voor thema’s uit het publieke domein. We
denken daarbij aan verschillen tussen leidinggevenden en niet-leidinggevenden, omvang van de arbeidstijd en verschillen in culturele en economische beroepsstatus. Parallel met de termen publiek en privaat domein spreken we in dit kader van publiek en privaat sociaal kapitaal. In beide gevallen
gaat het om de subjectieve perceptie van omvang en betekenis van sociale
relaties. Bijvoorbeeld: leidinggevenden die beschikken over een omvangrijk
publiek sociaal kapitaal hebben wellicht meer interesse en aandacht voor
het thema ‘politiek’. Mensen die in het private domein een relatief omvangrijk sociaal netwerk hebben, tonen wellicht meer aandacht voor het thema
gezondheid. Op grond van het voorgaande luiden de drie onderzoeksvragen als volgt:

121

RQ1:

Leidt het wel of niet participeren aan het arbeidsproces tot verschillen in media-uitrusting en verschillende patronen in het mediagebruik?

RQ2:

Zorgt het wel of niet uitoefenen van een beroep tot verschillen in
aandacht voor en opvattingen over thema’s uit het publieke domein,
zoals politiek enerzijds en thema’s uit het private domein, zoals
gezondheid anderzijds?

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 122

Mediagebruik, arbeidsparticipatie en positie in het arbeidsproces

RQ3:

Welke rol speelt het publieke respectievelijk het private sociaal kapitaal bij de aandacht voor en de blootstelling aan thema’s als politiek
en gezondheid?

Methode

Voor de verkenning van de samenhang tussen mediagebruik en deelname
aan het arbeidsproces werd gebruikgemaakt van de empirische data van
het Media use in the Netherlands 2000-onderzoek (Konig et al., 2005), een
voor de bevolking van Nederland in beginsel representatieve kwantitatieve
survey (N=825).
 Data

In dit onderzoek is een gestratificeerde en getrapte at random steekproef
van de Nederlandse bevolking anno 2000 gehanteerd: allereerst is het land
in een viertal regio’s ingedeeld, waarna hieruit op toevalsbasis 74 gemeenten zijn geselecteerd die samen een goede afspiegeling moesten vormen
van de bevolking in de regio qua stedelijkheidsgraad; 64 gemeenten bleken
bereid hun medewerking aan het onderzoek te verlenen. Vervolgens is uit
alle inwoners tussen de 18 en 75 jaar door de coöpererende gemeenten een
aselecte steekproef getrokken (Konig et al., 2005).
De response-rate bedroeg 35,3 procent. In totaal zijn er 2339 mensen benaderd en 825 interviews afgenomen. De respondenten werden bij hen thuis
ondervraagd door een van 56 interviewers, die de vragen voorlazen van een
laptopscherm en de antwoorden meteen in de computer invoerde.
Opgemerkt dient te worden dat de kenmerken huwelijkse staat en leeftijd
in de steekproef significant afweken van de verdeling binnen de populatie.
Zowel getrouwde mensen als mensen van middelbare leeftijd zijn enigszins oververtegenwoordigd. Wat geslacht betreft was de verdeling wel gelijk
aan die binnen de Nederlandse populatie (Konig et al., 2005).
 Meetinstrumenten

Media-uitrusting hebben we gemeten door te vragen hoeveel televisietoestellen in het huishouden van de respondenten in gebruik waren en hoeveel
dagbladen ten minste drie maal per week in huis kwamen. Daarnaast is uit
de titels van deze kranten afgeleid of de respondenten alleen regionale dagbladen lazen, zowel regionale als landelijke dagbladen of alleen landelijke
dagbladen. Deze driedeling hebben we vervolgens opgevat als een maat
voor de ‘landelijkheid’ van de gelezen dagbladen. Ten slotte hebben we ook
gevraagd of er een pc en internetaansluiting aanwezig waren in het huishouden van de respondenten. Daaruit hebben we een maat voor ICT-uitrusting
geconstrueerd. Geen pc en internet scoort daarbij het laagst, alleen een pc
scoort hoger en een pc en internet scoort het hoogst.
 Patronen van mediagebruik zijn gemeten door te vragen naar de hoeveelheid
tijd die gemiddeld per week werd besteed aan televisie, radio, dagblad en
internet (zie voor exacte vraagformuleringen Konig et al., 2005). Bovendien
is gemeten hoe vaak per week mensen naar televisienieuws keken (idem)
en is hoe aandachtig en gericht dat gebeurde. Voor dat laatste zijn van de
respondenten oordelen gevraagd over de beweringen die in tabel 1 worden

122

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 123

Paul Nelissen, Ruben Konig & Karsten Renckstorf

weergegeven.4 Op deze vragen is een factoranalyse uitgevoerd, waarbij
listwise deletion van ontbrekende gegevens is toegepast (Little’s MCAR-test: χ2
= 3,76; df = 5; p = 0,59). Op basis van de eigenwaarde van de factoren en de
scree-plot bleken er twee dimensies te onderscheiden. De eerste dimensie
kan geïnterpreteerd worden als de aandacht waarmee naar het nieuws
wordt gekeken. De tweede dimensie interpreteren we als de gerichtheid op
televisienieuws. Voor beide concepten is een schaal geconstrueerd door de
antwoorden bij de hoog ladende beweringen (in tabel 1 vetgedrukt) op te
tellen op dusdanige wijze dat een hoge score op de schaal een hoge score
voor het concept representeert. De betrouwbaarheid van deze schalen is
geschat door Cronbachs alfa te berekenen. Deze is 0,71 voor de aandacht
waarmee naar televisienieuws wordt gekeken en 0,80 voor de gerichtheid
op televisienieuws. Bij de nu volgende andere concepten zijn de factor- en
betrouwbaarheidsanalyse op vergelijkbare wijze uitgevoerd en zijn op vergelijkbare wijze schaalscores berekend.
 Blootstelling aan media-inhouden over politiek en gezondheid is gemeten met
behulp van de vragen in tabel 2.5 Bij de factoranalyse is listwise deletion
van ontbrekende gegevens toegepast (Little’s MCAR-test: χ2 = 8,60; df = 10; p
= 0,57). Vraag 11 is uit de analyse verwijderd omdat deze vraag een te lage
communaliteit had (<0,20). De eerste dimensie kan geïnterpreteerd worden als de blootstelling aan politieke media-inhouden en de tweede dimensie als de blootstelling aan media-inhouden over gezondheid en medische
zaken. De betrouwbaarheid van blootstelling aan media-inhouden over
politiek is 0,85 en die van blootstelling aan media-inhouden over gezondheid en medische zaken is die 0,72.
Tabel 1
Factoranalyse van gerichtheid op en aandacht voor
televisienieuws.
Commu- Factor 1 Factor 2
naliteit
1. Tijdens het kijken naar televisienieuws dwalen mijn
gedachten af.
0,47

-0,70

0,04

2. Tijdens het kijken naar televisienieuws praat ik over
andere dingen.
0,36

-0,61

0,02

3. Tijdens het kijken naar televisienieuws lees ik,
bijvoorbeeld de krant, een boek of en tijdschrift.
0,31

-0,56

0,02

4. Ik bekijk het televisienieuws van het begin tot het
einde zeer aandachtig.
0,51

0,53

0,33

5. Ik plan mijn avond zo dat ik het televisienieuws niet
mis.
0,70

-0,07

0,86

6. Ik hou de tijd in de gaten om het televisienieuws
niet te missen.
0,64

0,06

0,78

Noot: Scheve rotatie; percentage verklaarde variantie = 49,8%; KMO = 0,73; correlatie tussen de
factoren = 0,37; n = 810.
 123

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 124

Mediagebruik, arbeidsparticipatie en positie in het arbeidsproces

Tabel 2
Factoranalyse van blootstelling aan media-inhouden over politiek en
gezondheid

Commu- Factor 1 Factor 2
naliteit
1. Hoe vaak kijkt u [op televisie] naar programma's over
politiek?

0,76

0,88

-0,07

2. Hoeveel keer per week kijkt u [op televisie] naar pro0,68
gramma’s die specifiek over politiek gaan, zoals Den Haag
Vandaag of Buitenhof?

-0,83

0,03

3. Hoevaak per week kijkt u [op televisie] naar actualiteiten- 0,53
rubrieken, zoals NOVA, Netwerk en Twee Vandaag?

-0,70

-0,14

4. Hoe vaak kijkt u [op televisie] naar actualiteitenprogramma's?

0,49

0,68

0,10

5. Hoe vaak leest u in een dagblad artikelen of rubrieken
over politiek?

0,30

0,55

-0,04

6. Hoe vaak kijkt u [op televisie] naar discussieprogramma's?

0,32

0,54

0,10

7. Hoe vaak luistert u [op de radio] naar programma's over 0,27
politiek

0,52

-0,13

8. Hoe vaak leest u in uw huis-aan-huis-blad artikelen of
rubrieken over gezondheid en medische zaken?

0,66

-0,10

0,82

9. Hoe vaak kijkt u [op televisie] naar programma's over
gezondheid en medische zaken

0,39

0,02

0,62

10. Hoe vaak leest u in een dagblad artikelen of rubrieken 0,38
over gezondheid en medische zaken?

0,08

0,60

11. Hoe vaak luistert u [op de radio] naar programma’s
over gezondheid en medische zaken

-

-

-

Noot: Scheve rotatie; percentage verklaarde variantie = 47,8%; KMO = 0,80; correlatie tussen de factoren = 0,13; n = 824.
 Opvattingen over politiek zijn gemeten met de uitspraken en vragen in tabel
3.6 Bij de factoranalyse kon geen listwise deletion worden toegepast, omdat
de missing values niet als missing completely at random (MCAR) kunnen worden beschouwd (Little’s MCAR-test: χ2 = 960,23; df = 859; p = 0,01). Daarom
is in aanvulling op de gegevens van de 746 volledige cases gewerkt met volgens het EM-algoritme geïmputeerde gegevens (Pigott, 2001). De vragen 19
en 20 zijn uit de factoranalyse verwijderd vanwege een lage communaliteit
(<0,20) en factorlading (<0,35). Vraag 18 is uit de factoranalyse verwijderd
omdat deze op beide factoren ongeveer even hoog laadde. Factor 1 wordt
geïnterpreteerd als politiek cynisme en factor 2 als de subjectief ervaren
persoonlijke relevantie van de politiek. De betrouwbaarheid van politiek
cynisme is 0,90 en de betrouwbaarheid van subjectief ervaren persoonlijke
relevantie van de politiek is 0,72.
124

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 125

Paul Nelissen, Ruben Konig & Karsten Renckstorf

Tabel 3
Factoranalyse van opvattingen over politiek

Commu- Factor 1 Factor 2
naliteit
1. Politici kun je eigenlijk nooit echt vertrouwen.
0,54

0,73

0,00

2. Wethouders en gemeenteraadsleden geven niets om
wat de bevolking denkt.
0,50

0,72

0,06

3. Politieke partijen zijn alleen maar geïnteresseerd in
stemmen van mensen, niet in hun meningen.
0,53

0,71

-0,06

4. Wethouders en gemeenteraadsleden kun je eigenlijk
nooit echt vertrouwen.
0,47

0,70

0,06

5. De regering geeft niets om wat de bevolking denkt.
0,52

0,70

-0,05

6. De meeste politici zijn zakkenvullers.
0,47

0,66

-0,07

7. Kamerleden houden zich niet aan hun verkiezingsbelof- 0,39
ten.
0,65

0,10

8. Mensen als ik hebben geen enkele invloed op wat de
regering doet.
0,48

0,64

-0,15

9. Wethouders en gemeenteraadsleden houden zich niet
aan hun verkiezingsbeloften.
 0,37

0,63

0,13

10. Politiek is net een paardenrace: het gaat erom wie wint 0,32
en wie verliest.
0,56

-0,03

11. Politici proberen de belangrijkste problemen in de
samenleving op te lossen.
0,30

-0,54

0,03

12. Politici zorgen voor een eerlijke verdeling van de welvaart in de samenleving.
0,22

-0,48

-0,07

13. Door te stemmen kan ik invloed uitoefenen op wat
politici beslissen over voor mij belangrijke zaken.
0,30

-0,48

0,16

14. Het gaat in de politiek vooral om de vraag welke partij 0,21
het grootste wordt.
0,44

-0,06

15. In hoeverre heeft politiek uw persoonlijke belangstelling?

0,67

0,01

0,82

16. Hoe goed bent u op de hoogte van de politiek in uw
gemeente?

0,40

0,07

0,65

17. In hoeverre denkt u dat informatie over politiek voor u 0,40
nuttig is?

0,19

-0,56

18. Soms lijkt de politiek en wat de regering doet zo
ingewikkeld dat iemand als ik er eigenlijk niets meer van
begrijpt

-

-

-

19. In de politiek wordt beslist over zaken die voor mij van belang zijn.
-

-

20. Door naar het televisienieuws te kijken, kan ik beoordelen of politici een goed beleid voeren.
-

-

-

Noot: Scheve rotatie; percentage verklaarde variantie = 41,7%; KMO = 0,92; correlatie tussen de factoren = -0,27; n = 825 (waaronder 746 volledige cases).
125

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 126

Mediagebruik, arbeidsparticipatie en positie in het arbeidsproces

Opvattingen over gezondheid zijn gemeten met de vragen en uitspraken in
tabel 4.7 Bij de factoranalyse kon geen listwise deletion worden toegepast,
omdat de missing values niet als missing completely at random kunnen
worden beschouwd (Little’s MCAR-test: χ2 = 235,33; df = 192; p = 0,02).
 Daarom is in aanvulling op de gegevens van de 815 volledige cases gewerkt
met volgens het EM-algoritme geïmputeerde gegevens (Pigott, 2001). Factor
1 interpreteren we als interesse in medische informatie, factor 2 als
gezondheidsfatalisme en factor 3 als handelen vanuit gezondheidsoverwegingen. Voor het construeren van de schalen zijn eerst de ranges van de
vragen 1, 2 en 5 opgerekt van 1 tot 4 naar van 1 tot 5. De betrouwbaarheid
van de schalen bedraagt 0,85 voor interesse in medische informatie, 0,65
voor gezondheidsfatalisme en 0,67 voor handelen vanuit gezondheidsoverwegingen. Interesse in medische informatie indiceert ons inziens de subjectief ervaren persoonlijke relevantie van informatie over gezondheid en
medische zaken; informatie die we beschouwen als hoofdzakelijk relevant
in het private domein. Gezondheidsfatalisme en handelen vanuit gezondheidsoverwegingen indiceren opvattingen over persoonlijke gezondheid
als onderdeel van het private domein.
Tabel 4
Factoranalyse van opvattingen over gezondheid

Commu- Factor 1 Factor 2 Factor 3
naliteit
1. Kunt u aangeven in hoeverre u geïnteresseerd
bent in informatie over medische zaken?

0,73

0,88

0,08

-0,05

2. Kunt u aangeven in hoeverre u geïnteresseerd
bent in informatie over gezondheid?

0,78

0,83

0,09

0,12

3. Kunt u mij zeggen in hoeverre gezondheid en
medische zaken uw persoonlijke belangstelling
hebben?

0,53

0,69

-0,03

0,09

4. Televisie- en radioprogramma’s over medische 0,33
onderwerpen vermijd ik zo veel mogelijk.
-0,59

0,08

0,11

5. Kunt u aangeven in hoeverre u geïnteresseerd 0,59
bent in informatie over hoe je gezond kunt leven?

0,55

0,02

0,37

6. Als ik gezond blijf is dat pure mazzel.
0,44

0,02

0,67

-0,08

7. Een goede gezondheid is vooral kwestie van
alles mee hebben.
0,41

-0,04

0,64

0,04

8. Als je ziek wordt, heeft het lot het zo beslist.
0,31

0,04

0,56

0,04

9. Adviezen om zo gezond mogelijk te leven, volg 0,56
ik altijd op.
 0,03

0,08

0,73

10. Ik vermijd zo veel mogelijk alles wat mijn
gezondheid kan schaden.
-0,07

0,01

0,60

0,14

-0,13

0,57

0,34

11. Ik besteed veel aandacht aan mijn gezondheid. 0,42

Noot: Scheve rotatie; percentage verklaarde variantie = 49,4%; KMO = 0,82; correlatie tussen de factoren: r12 = -0,09, r13 = 0,39, r23 = 0,05; n = 825 (waaronder 815 volledige cases).
Deelname aan het arbeidsproces is gemeten door de respondenten te vragen
of ze op daVt moment betaald werk hadden, waarbij bijbaantjes expliciet

126

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 127

Paul Nelissen, Ruben Konig & Karsten Renckstorf

Tabel 5
Factoranalyse van
gepercipieerd privaat
sociaal kapitaal

Commu- Factor 1
naliteit
1. Er zijn genoeg mensen op wie ik in geval van narigheid kan terug- 0,53
vallen.
0,73

2. Wanneer ik daar behoefte aan heb, kan ik altijd bij mijn vrienden
terecht.
0,52

0,72

3. Ik heb veel mensen op wie ik volledig kan vertrouwen.
0,45

0,67

4. Er zijn voldoende mensen met wie ik me nauw verbonden voel.
0,38

0,62

5. Er is altijd wel iemand in mijn omgeving bij wie ik met mijn dage- 0,38
lijkse probleempjes terecht kan.
0,61

Noot: Percentage verklaarde variantie = 45,1%; KMO = 0,83; n = 825.
 werden uitgesloten. Om ook onderscheid te kunnen maken tussen de in
het arbeidsproces actieven onderling, is hun ook gevraagd of ze in hun
werk leiding aan andere mensen gaven. Ze konden antwoorden met: nee;
ja, aan 1 of 2 personen; ja, aan 3 tot 10 personen; en ja, aan 10 of meer personen. Bovendien is hun gevraagd hoeveel uur ze gewoonlijk per week
werkten. Op basis van deze gegevens is het beroep van de respondenten
gecodeerd aan de hand van de beroepenclassificatie van het Centraal
Bureau voor de Statistiek (CBS, 1984). Deze code is vervolgens omgezet in
een score voor de culturele beroepsstatus en een score voor de economische beroepsstatus volgens de methode van Ganzeboom, De Graaf en
Kalmijn (1987).
Subjectief gepercipieerd privaat sociaal kapitaal is gemeten met de uitspraken
in tabel 5.8 Er waren geen ontbrekende gegevens over gepercipieerd privaat
sociaal kapitaal. Factoranalyse wees op één dimensie. De betrouwbaarheid
van de schaal is 0,80.
Als controlevariabelen zijn ook gemeten: hoogte opleiding, geslacht, leeftijd, huishoudomvang en netto huishoudinkomen.9
Analyse

Om in onze analyses de consequenties van deelname aan het arbeidsproces
te verkennen, hebben we gestreefd naar zo veel mogelijk vergelijkbare
groepen. De respondenten die werkzaam zijn in een beroep willen we daarom vergelijken met niet-werkzamen van vergelijkbare leeftijd. Daarom
hebben we alleen met respondenten gewerkt in de leeftijd van 25 tot 65
jaar, de periode waarin pensioen wordt opgebouwd. Studenten in deze leeftijdscategorie zijn niet meegenomen, omdat zij nog niet deelnemen aan
het arbeidsproces.
 Om zicht te krijgen op de consequenties van deelname aan het arbeidsproces hebben we regressieanalyses uitgevoerd, telkens eerst voor de gehele
groep en daarna alleen voor de respondenten die daadwerkelijk deelnamen
aan het arbeidsproces. Daarbij hebben we volgens het EM-algoritme ontbrekende gegevens geïmputeerd, omdat Little’s MCAR-test liet zien dat de ontbrekende gegevens niet als missing completely at random kunnen worden

127

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

128
-0,00

0,00
-0,15*
0,03
0,15*
0,28*
0,11*
0,14

Privaat sociaal kapitaal

Opleiding
Geslacht: man
Leeftijd
Omvang huishouden
Netto inkomen huishouden

R2

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

0,16

0,12

0,28*
0,12*
-0,04
-0,10*
-0,11*

0,03

0,06

Hele
groep

0,12

0,21*
0,06
-0,03
-0,08
-0,12*

0,03

-0,06
0,04
0,01
0,16*

Actieven

0,21

0,27*
0,02
-0,10*
0,17*
0,19*

-0,00

0,06

Hele
groep

0,23

0,17*
0,01
-0,07
0,16*
0,19*

-0,03

-0,15*
0,05
0,15*
0,15*

Actieven

0,15

-0,31*
0,05
-0,12*
-0,07
-0,07

-0,03

-0,14*

Hele
groep

0,10

-0,27*
0,08
-0,07
-0,10*
-0,02

-0,04

-0,01
-0,15*
-0,02
0,04

Actieven

Noot: Voor de hele groep geldt n = 607 (waaronder 518 volledige cases) en voor de actieven geldt n = 458 (waaronder 393 volledige cases).
 * p < 0,05 (tweezijdig)

0,14

0,13*
-0,00
0,25*
0,06
0,16*

-0,13*

0,05
-0,01
0,10
-0,04

Actieven

Kijktijd televisie

0,05

-0,21*
-0,04
-0,02
-0,13*
0,09

0,01

0,02

Hele
groep

0,08

-0,20*
-0,08
-0,06
-0,11*
0,06

0,04

-0,01
0,09
-0,14
0,07

Actieven

Luistertijd

0,16

0,14*
0,08*
0,32*
-0,03
0,12*

-0,04

-0,03

0,13

0,21*
0,06
0,27*
0,01
0,07

-0,08

0,03
-0,03
-0,10
0,03

Hele Actiegroep ven

dagbladen

0,03

0,08
0,11*
-0,12*
-0,05
0,02

0,04

-0,01

Hele
groep

internet

0,05

0,03
0,08
-0,11*
-0,02
0,03

0,01

-0,07
0,05
0,11
0,05

Actieven

12:17

0,16

0,14*
0,02
0,25*
0,07
0,20*

-0,08

0,04

Hele
groep

ICT-uitrusting

21-05-08

-0,16*
0,01
0,16*
0,25*
0,15*

0,05
0,08
0,08
-0,11

Actieven

0,05

Hele
groep

Aantal tv’s
Aantal dagbladen Verhouding
Leestijd Gebruikstijd
dagbladen
landelijk/lokaal

Tabel 6
Regressie van media-uitrusting en -gebruik op deelname aan het arbeidsproces en subjectief
gepercipieerd privaat sociaal kapitaal (gestandaardiseerde parameters)

Actief in arbeidsproces
Leidinggevend
Arbeidstijd
Culturele beroepsstatus
Economische beroepsstatus

radio

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new
Pagina 128

Mediagebruik, arbeidsparticipatie en positie in het arbeidsproces

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 129

Paul Nelissen, Ruben Konig & Karsten Renckstorf

beschouwd en listwise deletion dus geen goede strategie is voor het
omgaan met de ontbrekende gegevens (Little’s MCAR-test gehele groep: χ2 =
274,66; df = 93; p < 0,01; deelnemers arbeidsproces: χ2 = 415,33; df = 179; p
< 0,01). De variabelen deelname aan het arbeidsproces en geslacht zijn in
de analyse opgenomen als dummies, waarbij respectievelijk de niet-deelnemers en de vrouwen als referentiecategorie werden genomen.
 Resultaten

Uit tabel 6 blijkt dat media-uitrusting en -gebruik nauwelijks kunnen worden voorspeld met deelname aan het arbeidsproces. Degenen die actief zijn
in het arbeidsproces kijken minder televisie dan degenen die niet deelnemen aan
het arbeidsproces, maar op alle andere vlakken van media-uitrusting en -gebruik
verschillen de actieven niet van de niet-actieven. De actieven onderling verschillen wel van elkaar op een aantal punten. Naarmate mensen een hogere economische beroepsstatus hebben, lezen ze in meer landelijke dagbladen en zijn ze beter uitgerust met ICT. Dat laatste geldt ook naarmate
mensen een hogere culturele beroepsstatus hebben en naarmate ze aan
minder mensen leidinggeven. Tenslotte blijkt dat naarmate mensen meer
werken, ze minder televisie kijken. Verder heeft deelname aan het arbeidsproces geen invloed op media-uitrusting en gebruik. Voor zover deelname
aan het arbeidsproces en de positie in het arbeidsproces een indicatie vormen voor publiek sociaal kapitaal, blijkt de invloed van publiek sociaal kapitaal op media-uitrusting en -gebruik zeer bescheiden te zijn. Dat geldt overigens ook voor de invloed van subjectief gepercipieerd privaat sociaal
kapitaal. Bij de actieven is er een zwakke invloed waar te nemen op het aantal verschillende dagbladen dat ten minste drie dagen per week in huis
wordt gehaald. Naarmate mensen het eigen private sociaal kapitaal groter
schatten, lezen ze minder verschillende dagbladen. Bij de hele groep is dit
effect niet significant. Verder heeft subjectief gepercipieerd privaat sociaal
kapitaal geen invloed. De controlevariabelen opleiding, geslacht, leeftijd,
huishoudomvang en netto huishoudinkomen laten wel een flink aantal
effecten op media-uitrusting en -gebruik zien, maar daarin zijn we hier in
eerste instantie niet geïnteresseerd.
 Een bijzondere vorm van mediagebruik is het kijken naar televisienieuws, dat
immers onderwerpen uit het publieke domein aan de orde stelt. Daarom
hebben we hiervoor specifiek aandacht in onze analyses, waarbij we overigens controleren voor de andere vormen van mediagebruik en media-uitrusting (zie tabel 7). Daarbij blijkt echter, net als bij andere vormen van
mediagebruik, dat het maar zeer bescheiden voorspeld kan worden op
basis van deelname aan het arbeidsproces. Alleen binnen de groep mensen
die actief is in het arbeidsproces vinden we een kleine invloed. Naarmate
mensen leidinggeven aan meer mensen en mensen een hogere culturele beroepsstatus hebben, blijken ze sterker gericht te zijn op televisienieuws. Zij plannen
hun avonden zo dat ze het nieuws niet missen. Naarmate mensen een
hogere economische beroepsstatus hebben, blijken ze daarentegen minder
gericht te zijn op televisienieuws. Ook hier geldt dat subjectief gepercipieerd privaat sociaal kapitaal nauwelijks voorspellende waarde heeft. Alleen
in de hele groep blijkt dat naarmate mensen hun privaat sociaal kapitaal
groter inschatten, ze met net iets meer aandacht naar het nieuws kijken.
 129

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 130

Mediagebruik, arbeidsparticipatie en positie in het arbeidsproces

Tabel 7
Regressie van aandacht
voor, gerichtheid op en
blootstelling aan televisienieuws op deelname aan
het arbeidsproces, subjectief gepercipieerd privaat
sociaal kapitaal en mediagebruik en -uitrusting
(gestandaardiseerde parameters)

Aandacht voor
televisienieuws
Hele
groep

Actieven

Gerichtheid op
televisienieuws
Hele
groep

Kijktijd
televisienieuws

Actieven Hele
groep

-0,09

Actieven

Actief in arbeidsproces
Leidinggevend
Arbeidstijd
Culturele beroepsstatus
Economische beroepsstatus

-0,04

Privaat sociaal kapitaal

0,10*

0,04

0,07

0,03

0,06

0,07

Kijktijd televisie
Luistertijd radio
Leestijd dagblad
Gebruikstijd internet
Aantal tv’s
Aantal dagbladen
Verhouding dagbladen landelijk/lokaal
ICT-uitrusting

0,04
0,00
0,04
-0,03
-0,00
-0,02
-0,00
0,02

-0,02
-0,03
0,11*
-0,07
-0,02
-0,05
-0,01
0,05

0,11*
0,02
0,07
0,03
0,01
0,03
-0,00
-0,06

0,11*
0,05
0,17*
-0,02
0,01
0,00
-0,02
-0,01

0,24*
0,01
-0,01
0,04
0,06
-0,01
-0,05
-0,04

0,24*
0,03
0,09
0,03
0,06
-0,05
-0,03
0,01

Opleiding
Geslacht: man
Leeftijd
Omvang huishouden
Netto inkomen huishouden

-0,02
0,09*
-0,03
0,02
-0,01

-0,05
0,09
-0,04
0,02
0,02

0,06
0,02
0,05
0,01
0,04

0,03
-0,03
0,04
0,02
0,03

-0,00
0,08
0,03
-0,02
0,08

-0,04
0,13*
0,04
-0,05
0,10*

R2

0,02

0,03

0,04

0,09

0,09

0,13

0,06
-0,03
0,12
-0,13

-0,06
0,17*
-0,02
0,17*
-0,22*

0,06
-0,10
0,08
-0,14

Noot: Voor de hele groep geldt n = 607 (waaronder 511 volledige cases) en voor de actieven geldt n = 458 (waaronder 390 volledige cases).
 * p < 0,05 (tweezijdig)

Als we kijken naar blootstelling aan gemedieerde informatie over het
publieke en private domein en hoe deze kan worden voorspeld, dan blijkt
uit tabel 8 en 9 dat het onderscheid tussen actieven en niet-actieven in het
arbeidsproces niet van wezenlijk belang is. Blootstelling aan politieke
media-inhouden en media-inhouden over gezondheid blijkt niet te kunnen
worden verklaard met het wel of niet deelnemen aan het arbeidsproces. Bij
de actieven onderling vinden we echter wel interessante verschillen.
 In tabel 8 is te zien dat naarmate mensen aan meer mensen leidinggeven, ze
zichzelf meer blootstellen aan politieke media-inhouden. Dat kan men interpreteren als de invloed van een groter publiek sociaal kapitaal op blootstelling aan
media-inhouden over het publieke domein. Naarmate mensen in hun beleving
een groter privaat sociaal kapitaal hebben, stellen ze zich echter niet meer
bloot aan politieke media-inhouden. Dat is beide conform onze verwachtingen. Daarnaast is in tabel 8 te zien dat naarmate mensen een groter gepercipieerd privaat sociaal kapitaal hebben, ze zich meer blootstellen aan media-inhouden over gezondheid, die men kan interpreteren als betreffende het private
domein. Ook dat is conform onze verwachtingen. Wat betreft de invloed van
de indicatoren van publiek sociaal kapitaal op media-inhouden over

130

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 131

Paul Nelissen, Ruben Konig & Karsten Renckstorf

Tabel 8
Regressie van blootstelling
aan media-inhouden over
politiek en gezondheid op
deelname aan het arbeidsproces, subjectief gepercipieerd privaat sociaal kapitaal en mediagebruik en
uitrusting (gestandaardiseerde parameters)

Blootstelling aan
politieke mediainhouden
Hele groep
Actief in arbeidsproces
Leidinggevend
Arbeidstijd
Culturele beroepsstatus
Economische beroepsstatus
Privaat sociaal kapitaal
Kijktijd televisie
Luistertijd radio
Leestijd dagblad
Gebruikstijd Internet
Aantal TV’s
Aantal dagbladen
Verhouding dagbladen landelijk/lokaal
ICT-uitrusting
Opleiding
Geslacht: man
Leeftijd
Omvang huishouden
Netto inkomen huishouden

-0,01

R2

Actieven

Blootstelling aan
media-inhouden over
gezondheid
Hele groep

Actieven

-0,04

0,03
0,08
0,04
0,15*
0,02
-0,00
0,15*
0,05
0,00
0,14*
0,10*
0,13*
-0,05
0,07

0,19*
-0,04
0,10
-0,13
0,01
0,07
0,01
0,20*
-0,02
-0,02
0,12*
0,07
0,03
0,07
0,09
0,14*
-0,06
0,10*

0,16*
0,09*
0,01
0,14*
-0,04
-0,06
0,06
-0,13*
0,01
-0,14*
-0,23*
-0,00
0,08*
-0,05

0,05
-0,25*
0,19*
-0,20*
0,14*
0,02
0,06
0,17*
-0,06
-0,03
0,02
-0,07
-0,03
-0,14*
-0,10*
-0,04
0,05
-0,05

0,17

0,22

0,18

0,25

Noot: Voor de hele groep geldt n = 607 (waaronder 518 volledige cases) en voor de actieven geldt n
= 458 (waaronder 393 volledige cases).
 * p < 0,05 (tweezijdig)

gezondheid is het beeld echter minder eenduidig. Naarmate mensen een
hogere culturele beroepsstatus hebben, stellen ze zich meer bloot aan
media-inhouden over gezondheid. Naarmate mensen meer werken en een
hogere economische beroepsstatus hebben, consumeren ze juist minder
media-inhouden over gezondheid. Dat is enigszins onverwacht, omdat
men eigenlijk geen verband zou verwachten. Van mensen met een hogere
culturele beroepsstatus kan men echter verwachten dat ze sowieso een grotere informatie-interesse hebben, dus misschien veroorzaakt dat het positieve effect. Wanneer men bovendien de mogelijkheid inruimt dat blootstelling aan media-inhouden over publieke zaken concurreert met
blootstelling aan media-inhouden over private zaken, dan zouden de twee
negatieve parameters ook te begrijpen zijn. Echter, de correlatie tussen
blootstelling aan beide soorten media-inhouden blijkt licht positief (r =
0,10; p = 0,01; n = 607) te zijn, dus dat biedt geen verklaring. Een andere
eventuele verklaring is de mogelijkheid dat beide vormen van sociaal kapitaal met elkaar concurreren. Hier vinden we een kleine aanwijzing voor. De
correlaties tussen de indicatoren voor publiek sociaal kapitaal en het subjectief gepercipieerde privaat sociaal kapitaal zijn op één na niet significant
van nul afwijkend (p > 0,05), maar de arbeidstijd hangt wel negatief met
gepercipieerd privaat sociaal kapitaal samen. Bij de controlevariabelen in

131

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

132
-0, 02

0,00
0,08*
0,00
0,08*
-0,01
0,02
0,07
0,08*
-0,02
0,03
0,05
0,11*
-0,08*
0,03
0,40

Privaat sociaal kapitaal

Kijktijd televisie
Luistertijd radio
Leestijd dagblad
Gebruikstijd Internet
Aantal TV’s
Aantal dagbladen
Verhouding dagbladen landelijk/lokaal
ICT-uitrusting

Opleiding
Geslacht: man
Leeftijd
Omvang huishouden
Netto inkomen huishouden

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

R2

0,49

0,53

-0,08
-0,05
-0,03
0,04
-0,04

0,19

-0,19*
-0,01
0,02
-0,04
-0,11*

0,07
0,03
-0,01
-0,02
0,12*
-0,00
-0,06
-0,11*

-0,13*

-0,04

0,15

-0,19*
0,01
0,01
-0,04
-0,08

-0,10*
0,02
-0,03
-0,01
0,07
0,06
-0,05
-0,07

-0,12*

-0,04
0,05
-0,03
-0,01

0,20

0,22*
0,13*
0,07
0,04
0,07

-0,02
0,07
0,15*
0,06
-0,04
0,14*
-0,05
0,03

0,03

0,01

Hele
groep

0,20

0,15*
0,12*
0,06
0,04
0,07

0,01
0,07
0,20*
0,03
-0,03
0,09
-0,04
0,02

0,02

0,14*
-0,01
0,14
-0,08

Actieven

Noot: Voor de hele groep geldt n = 607 (waaronder 518 volledige cases) en voor de actieven geldt n = 458 (waaronder 393 volledige cases).
 * p < 0,05 (tweezijdig)

0,43

-0,07
-0,13*
0,02
0,06
-0,04

0,04
0,01
0,16*
-0,03
-0,02
-0,01
-0,04
-0,02

0,06

0,02
-0,12*
0,11*
-0,11

0,03
0,04
0,60*
0,05
-0,05

Actieven

relevantie
politiek

Persoonlijke

0,09

-0,11*
-0,18*
-0,04
0,04
-0,01

-0,02
-0,02
-0,01
-0,04
-0,02
0,03
-0,08
0,02

0,12*

-0,07

Hele
groep

0,16

-0,09
-0,10
-0,01
0,00
-0,01

-0,06
0,07
0,01
-0,05
-0,02
0,02
-0,02
-0,00

0,14*

0,05
-0,24*
0,12
-0,14

Actieven

informatieinteresse

0,06
-0,08
-0,08
0,05

0,14

-0,09
0,00
0,03
-0,01
-0,07

0,10*
0,02
-0,08
-0,07
0,04
0,10*
-0,14*
-0,08

0,12

-0,05
0,04
0,07
-0,05
-0,10*

0,09
0,01
-0,06
-0,08
0,04
0,11*
-0,17*
-0,05

-0,05 -0,00

-0,12*

Hele Actiegroep ven

fatalisme

0,05

0,01
-0,05
0,06
0,01
0,00

-0,06
-0,05
0,03
-0,06
-0,03
-0,10*
0,02
-0,05

0,07

-0,12*

Hele
groep

0,10

0,06
-0,01
0,06
-0,05
0,01

-0,15*
-0,02
0,06
-0,05
0,01
-0,09
0,03
-0,09

0,10*

-0,03
-0,22*
-0,06
0,05

Actie-ven

gezondheidsoverwegingen

12:17

0,01
0,04
0,11*
-0,08*
0,06

0,09*
0,01
0,14*
-0,02
-0,06
0,03
-0,07*
-0,01

0,09

0,00

0,05
0,05
0,61*
0,01
-0,06

Hele
groep

Politiek cynisme

21-05-08

0,07
-0,03
0,11*
-0,03
-0,01
0,07
0,10*
0,02

0,12*
-0,01
0,02
-0,08

-0,10

Actief in arbeidsproces
Leidinggevend
Arbeidstijd
Culturele beroepsstatus
Economische beroepsstatus

-0,03
0,49*
0,11*
0,02
-0,01

-0,06
0,51*
0,11*
0,03
-0,05

Actieven

Hele
groep

Hele
groep

Actieven

Blootstelling aan
Handelen vanuit
media-inhouden
over gezondheid

Blootstelling
Gezondheidspolitieke mediainhouden

Tabel 9
Regressie van blootstelling
aan media-inhouden op
houding ten aanzien van
politiek en gezondheid,
deelname aan het arbeidsproces, subjectief gepercipieerd privaat sociaal kapitaal en mediagebruik en
-uitrusting (gestandaardiseerde parameters)

Politiek cynisme
Persoonlijke relevantie politiek
Medische informatie-interesse
Gezondheidsfatalisme
Handelen vanuit gezondheidsoverwegingen

Medische

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new
Pagina 132

Mediagebruik, arbeidsparticipatie en positie in het arbeidsproces

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 133

Paul Nelissen, Ruben Konig & Karsten Renckstorf

tabel 8 valt op dat naarmate mensen de krant meer lezen, of meerdere
kranten lezen, dat ze ook meer kennis nemen van media-inhouden over
zowel politiek als gezondheid.
 Uit tabel 9 komt hetzelfde beeld naar voren als uit tabel 8. In tabel 9 is echter te zien dat de relaties zoals die in tabel 8 worden gerapporteerd, geïnterpreteerd kunnen worden met persoonlijk ervaren relevantie van politiek en
medische informatie interesse. De invloed van leidinggeven op blootstelling
aan politieke media-inhouden neemt af van 0,19 naar 0,12. Daarnaast vinden we in tabel 9 een indirect effect van leidinggeven op blootstelling aan
media-inhouden over politiek via persoonlijke relevantie van politiek. Ook
de effecten van arbeidstijd (van -0,25 naar -0,12), culturele beroepsstatus
(van 0,19 naar 0,11), economische beroepsstatus (van -0,20 naar -0,11) en
gepercipieerd privaat sociaal kapitaal (van 0,16 en 0,14 naar respectievelijk
0,09 en 0,06) nemen af. En hoewel niet alle parameters significant zijn,
kan van al deze predictoren een indirect effect waargenomen worden op
blootstelling aan media-inhouden over gezondheid via interesse in medische informatie. Dit beschouwen we als een ondersteuning van onze redenering dat publiek sociaal kapitaal de interesse in het publieke domein doet toenemen en dat privaat sociaal kapitaal de interesse in het private domein doet
toenemen. Daardoor neemt ook de blootstelling aan media-inhouden over
het publieke respectievelijk private domein toe. Een klein onverwacht
resultaat is dat naarmate mensen sterker geïnteresseerd zijn in medische
informatie, ze zich vaker blootstellen aan media-inhouden over politiek.
 Discussie en conclusies

We zijn deze studie begonnen met de constatering dat mediagebruik geen
geïsoleerde, individuele activiteit is, maar is ingebed in de alledaagse leefwereld. Sociale interacties en mediagebruik zijn nauw met elkaar verbonden. Deelname aan het arbeidsproces vormt voor velen een belangrijk
onderdeel van de alledaagse leefwereld. Vanuit twee theoretische invalshoeken verwachtten we verschillen ten aanzien van verschillende aspecten
van het mediagebruik op grond van de arbeidsparticipatie en de positie in
het arbeidsproces. De onderzoeksvragen zijn beantwoord aan de hand van
empirische data uit de Media Use in The Netherlands 2000 survey. De centrale onderzoeksresultaten zijn voor de duidelijkheid nog eens weergegeven
in figuur 1.
 Kijkend naar de resultaten hebben we, duidelijk anders dan verwacht, géén
noemenswaardige verschillen gevonden tussen actieven en niet-actieven
met betrekking tot media-uitrusting en hun mediagebruik. De niet-actieven
gedragen zich wat uitrusting en gebruik van media, maar ook wat de thematische voorkeuren betreft, niet anders dan de actieven. Dat geldt zowel voor de
uitrusting met de media tv, kranten en internet, alsook voor de blootstelling
aan deze verschillende media en aan tv-nieuws. Ook de specifieke belangstelling voor het thema politiek uit het publieke respectievelijk voor het
thema gezondheid uit het private domein laten geen verschillen tussen
actieven en niet-actieven zien. Deels kunnen we dit aannemelijk maken
door de veronderstelling dat er onder de niet-actieven sprake is van een
groep ‘niet-meer’-actieven en van een groep ‘nog-niet’-actieven. De ‘niet-

133

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 134

Mediagebruik, arbeidsparticipatie en positie in het arbeidsproces

Figuur 1
Interpretatie van relatie
tussen blootstelling aan
media-inhouden en kenmerken van actieven in het
arbeidsproces met persoonlijke relevantie politiek en
medische informatie-interesse (significante parameters: doorgetrokken lijnen;
niet-significante parameters: stippellijnen; zie
Tabel 9)

persoonlijk
relevante
politiek

0,14

leidinggevend

0,49
0,12
arbeidstijd
blootstelling
politieke
media-inhouden

-0,12
-0,24
culturele
beroepsstatus

0,11
0,12

blootstelling
media-inhouden
over gezondheid

-0,11

economische
beroepsstatus

0,06

0,11

-0,14
privaat
sociaal
kapitaal

0,14

0,60
medische
informatie
interesse

meer’-actieven hebben wellicht hun geroutiniseerde mediagebruikspatronen en de aandacht voor het publieke domein (nog) niet losgelaten. De
‘nog-niet’-actieven anticiperen waarschijnlijk alvast op hun arbeidsparticipatie door zich ook te oriënteren op het publieke domein. Het zou
uiteraard ook zo kunnen zijn dat de scheiding tussen private wereld en de
beroepswereld zoals Schelsky (1965) die postuleerde, en de daarbij behorende onderscheiden rollen, nooit heeft bestaan of tenminste – onder meer
als gevolg van veranderingen op het gebied van arbeidsorganisatie en met
betrekking tot de kwantiteit en kwaliteit (vorm en inhoud) van mediale,
openbare communicatie – tegenwoordig niet meer bestaat. In ieder geval is
het wel of niet hebben van een baan ofwel de objectieve participatie in het
arbeidsproces geen relevante verklarende factor voor verschillen in het
mediagebruik en de onderscheiden aspecten daarvan.
 Wel zien we dat de positie in het arbeidsproces een goede voorspeller is voor
de aandacht voor het publieke domein. Leidinggevenden stellen zich conform de verwachting wel vaker bloot aan politieke media-inhouden: naarmate aan meer mensen leiding wordt gegeven, tonen leidinggevenden een
hogere persoonlijke relevantie voor politiek en een hogere blootstelling aan
politieke media-inhouden. Aangezien het aantal personen aan wie leiding
wordt gegeven gezien kan worden als een indicatie voor het publieke sociaal kapitaal, vinden we hier vooral een ondersteuning voor de aanname van
de sociale inbedding van mediagebruik. Deze sociale inbedding is ook
terug te vinden bij de aandacht voor het thema gezondheid. Het (gepercipieerde) private sociaal kapitaal blijkt een voorspeller voor de aandacht voor dit
thema. Zowel voor de gehele groep als voor de actieven onderling blijkt er
een significante invloed van privaat sociaal kapitaal op de blootstelling aan
media inhouden over gezondheid te bestaan. Beide resultaten beschouwen
we als een ondersteuning van onze redenering dat publiek sociaal kapitaal
de interesse in het publieke domein doet toenemen en dat privaat sociaal
kapitaal de interesse in het private domein doet toenemen.
134

Tijdschrift voor Communicatiewetenschap, Jaargang 36/2008 nr. 2

binnenwerk_2_2008 new.qxd:binnenwerk_2_2008 new

21-05-08

12:17

Pagina 135

Paul Nelissen, Ruben Konig & Karsten Renckstorf

Alhoewel de data geen ondersteuning voor alle verwachtingen hebben
opgeleverd, liggen de resultaten over het geheel genomen wel in lijn met de
uitgangspunten van de ‘mediagebruik als sociaal handelen’benadering.
