Riskante gewoonten en zorg voor eigen welzijn

[p. 351]

2.6 Constructie van meetschalen en meetindices

Teneinde de inconsistentie in het beantwoorden der vragen en andere fouten die aan de afzonderlijke vragen kleefden op te vangen, hebben we ernaar gestreefd meerdere vragen telkens samen te trekken tot één variabele. Een andere reden hiervoor was de wenselijkheid om het materiaal te quantificeren. Want het invoeren van kwantitatieve variabelen maakte het gebruik van de moderne verfijnde statische technieken mogelijk en zou ons tevens helpen het effect van ‘clustering’ op te vangen.

Op de eerste plaats trachtten we een aantal unidimensionele meetschalen van het Guttman-type te construeren. In combinatie met een methode die het ons mogelijk zou maken de reeksen van intergecorreleerde factoren aan te geven (de matrijsanalyse, zie verder), dachten we in de schaalanalyse een volwaardig alternatief te vinden voor de constructie van schalen volgens de correlatieve methode (‘principle component analysis’) en de factoranalyse. Indien mogelijk, zouden de beide benaderingswijzen bij ons onderzoek worden vergeleken en op hun merite voor de sociologische methodologie beoordeeld.

De constructie van schalen bleek nogal een omslachtig proces te zijn. In principe is de werkwijze van Ford gevolgd¹; de criteria van unidimensionaliteit van Ford zijn aangevuld met het criterium van de verwachte reproduceerbaarheid (‘reproducibility by chance’) zoals uitgewerkt door Toby en Moore en door Green². Greens index van consistentie, die wij meerdere keren hebben berekend, bleek ook bij de schalen die aan alle andere criteria voldeden iets te hoge eisen aan ons materiaal te stellen; de verkregen waarden naderden .50, maar overschreden deze kritieke waarde niet.

Teneinde onze werkwijze te illustreren, willen we hier de schaal bespreken die ontworpen is om de houding van de bevolking t.o.v. het alcoholgebruik te meten.

Vragen 84 t/m 108 van onze vragenlijst (zie Bijlage 1) boden een ruime keus om te zoeken naar stimuli, die in een unidimensionele schaal te ver-

1 Robert N. Ford, ‘A rapid scoring procedure for scaling attitude questions’, Public Opinion Quarterly, Fall 1950, blz. 507-532.

2 M. Riley et al. Sociological Studies in Scale Analysis Rutgers University Press, 1954; vooral hoofdstuk XIII van Marcia L. Toby en Mary Moore, ‘Object scale procedure, using hand tabulation’.
B.F. Green, ‘A method of scalogram analysis using summary statistics’, Psychometrika, Vol. 21, No. 1, March 1956, blz. 79-88.
Zie ook B.W. White, E. Saltz, ‘Measurement of reproducibility’ in Psychological Bulletin, Vol. 54, No. 2, maart 1957, blz. 81-99.

[p. 352]

werken waren. Door middel van semantische analyse van de inhoud, alsmede met met behulp van de beoordeling van de spreiding der antwoorden (men moest immers de vragen trachten te vermijden, die de bevolking in de al te ongelijke groeperingen verdeelden), en van de intercorrelatie, werd tenslotte een zevental vragen uitgekozen, te weten vragen no.'s 100a, 100b, 103a, 103b, 103d, 103f en 108. Deze zijn hierna gedichotomiseerd, d.w.z. de antwoordmogelijkheden zijn bij elke vraag samengetrokken tot twee (dus b.v. een positief antwoord op de vraag en de resterende antwoorden, of een negatief of neutraal antwoord en de resterende responsies). Hierna zijn de vragen gerangschikt in twee groepen van zes (daar de Fordtechniek van bewerking bij een hoger aantal vragen moeilijk toepasbaar is), waarbij de vragen 103f, 103a als alternatieve vervangvragen dienden (de groepen waren identiek op deze vragen na). Vervolgens werden de vragen gerangschikt in de volgorde van ‘moeilijkheid’: de vragen, die semantisch de ergste aspecten van het alcoholgebruik beschreven en tevens door het grootste percentage van de steekproef werden verworpen, kwamen bovenaan te staan, de minder negatieve stimuli (met lager percentage van verwerping van het omschreven gedrag) volgden onder aan. Tabel 2.6.1 geeft dit beeld weer.

Eenmaal gerangschikt werden de twee batterijen van vragen gesorteerd en werden hieraan scores toegeschreven volgens het procédé voor de Hollerith-bewerking ontworpen door Ford. Reeds bij de eerste inspectie is gebleken dat de stimulus C niet voldeed aan de criteria van monotonische schalen. Deze werd daarom verwijderd; van de alternatieve stimulus A' werd geen gebruik gemaakt. De resterende vijf vragen bleken redelijk goed aan de criteria te voldoen:

I. het totaal aantal fouten zou minder zijn dan 10%; dit bleek bij deze schaal 6,7%; II. het aantal fouten per negatieve en positieve categorie zou in geen geval de helft van de antwoordmogelijkheden in de desbetreffende categorieën overschrijden; in ons geval treft men de meeste fouten in de (positieve) categorie bij de stimulus F (vraag 103d: ‘Zoudt U het erg vinden ... elke dag voor of na tafel een glas dronk’?); het percentage ‘fouten’ bedroeg hier 39%; III. geen enkele vraag zou in haar positieve en negatieve antwoordcategorieën te zamen meer dan 15% ‘fouten’ bevatten; aan dit criterium is niet geheel voldaan daar dezelfde vraag als sub II vermeld, 20% fouten leverde; IV. de fouten zouden over alle scores evenredig verdeeld moeten zijn, er zou geen al te grote concentratie van fouten in een bepaalde score moeten optreden; bij ons voorbeeld treffen we het hoogst aantal fouten bij score 19 aan: 6,2%, d.w.z. iets boven de gestelde norm van 5%.

Daar de oorspronkelijke ‘vuistregels’ van Guttman twijfel overlieten of

[p. 353]

Tabel 2.6.1 Vragen gebruikt bij de constructie van de schaal naar de houding t.o.v. het alcoholgebruik
Table 2.6.1 Questions measuring the attitude towards drinking

Vraag no. Question no.	Omschrijving Specification	Antwoord- categorie Response category	Percentage responsies Percentage of answers	Totaal Total
A 103a	Zoudt U het erg vinden als iemand van Uw gezin of familie zo nu en dan dronken was? Would you mind if someone of your family was drunken, now then?	ja yes	85,4	1.108
		rest the rest	14,6	189
B 103b	... nu en dan aangeschoten was? ... slightly intoxicated?	ja yes	68,2	885
		rest the rest	31,8	412
C 108a	‘Het zich stiekem thuis bedrinken.’ ‘Secret drinking at home.’	het minst erg the least objectionable	59,4	527
		rest the rest	40,6	770
D 100b	Hoeveel glaasjes mag een vrouw op een avond drinken? How many glasses may a woman drink in an evening?	minder dan 4 less than 4	54,4	706
		rest the rest	45,6	591
E 100c	Hoeveel glaasjes mag een man op een avond drinken? How many glasses may a man drink in an evening?	minder dan 5 less than 5	40,7	529
		rest the rest	59,3	768
F 103d	Zoudt U het erg vinden als iemand van Uw gezin of familie elke dag voor of na tafel een glas dronk? Would you mind if someone of your family took a glass at table every day?	ja yes	29,9	388
		rest the rest	70,1	909
Alternatieve stimulus: Alternative stimulus:
A' 103f	Zoudt U het erg vinden ... uit principe helemaal niet dronk? Would you mind ... if he, on principle, did not drink at all?	neen 40 no	85,9	1.114
		rest the rest	14,1	183

de door ons gekozen vragen tot één en dezelfde genotypische basis¹ teruggebracht konden worden, hebben we nog de verkregen coëfficiënt van reproduceerbaarheid van Guttman vergeleken met de verwachte repro-

1 Zie voor de omschrijving van dit begrip Clyde H. Coombs, ‘Theory and Methods of Social Measurement’, hoofdstuk ii, in L. Festinger, D. Katz, Research Methods in the Behavioral Sciences, New York, 1953, blz. 488-9; ook W.S. Torgerson, Theory and Methods of Scaling, New York, 1958.

[p. 354]

duceerbaarheid, zoals deze door Green en Toby en Moore is uitgewerkt. Guttmans coëfficiënt bedroeg in het geval van de schaal naar de houding t.o.v. het alcohologebruik .933, de verwachte reproduceerbaarheid was .868. Indien we beide coëfficiënten gebruiken om de z.g. index van consistentie (I) te berekenen, dan verkrijgen we



Alweer bemerken we dat de schaal de waarde van I ≥ .50 nadert, door Green genoemd als de grens van ‘scalability’. Het is waarschijnlijk aan vraag 103d te wijten dat onze schaal, bevattende vijf stimuli, slechts matig homogeen genoemd mag worden. Aan de andere kant bleek de betrouwbaarheid (reliability) die we met behulp van Zetterbergs formule berekend hebben zeer hoog te zijn, nl. .96¹.

Teneinde de niet ingewerkte lezer een indruk te geven van de wijze waarop de bovengenoemde criteria zijn toegepast en waarop de respondenten uiteindelijke scores verkregen, geven we in Tabel 2.6.2 de belangrijkste gegevens van de z.g. working-sheet weer.

De alternatieve vraag (‘Zoudt U het erg vinden als iemand uit Uw gezin of familie uit principe helemaal niet dronk?’) werd reeds uit semantische overwegingen verworpen. De houding ten opzichte van alcoholgebruikers leek ons toch verschillend van de houding t.o.v. de geheelonthouders. Bij de toepassing van de Guttmans criteria van unidimensionaliteit en door middel van de berekening van de consistentie-index bleek ons ook, dat we geen verbetering van de homogeniteit van ons meet-instrument via deze weg konden verwachten. Terwijl de alternatieve schaal aan alle criteria van Guttman (I t/m IV) bleek te voldoen, was de index van consistentie lager dan bij de eerstgenoemde schaal, nl. I = 0,41.

Het is ons herhaaldelijk gebleken dat de ‘duimregels’ van Guttman niet geheel overeenstemmen met de indices van consistentie of homogeniteit

1 We gebruikten de formule
waarbij



t_a = de hoogst mogelijke score; t_b = de laagst mogelijke score aan een persoon toegeschreven, die wij ontleenden van H.L. Zetterberg, On Theory and Verification in Sociology, New York, 1954, blz.52.

[p. 355]

Tabel 2.6.2 Gewichten, antwoordpatronen en foutenverdeling bij de schaal ‘houding t.o.v. alcoholgebruik’¹
Table 2.6.2 Scores, response-patterns, and errors of the ‘attitude to drinking’-scale

Unieke scores Unique scores	Antwoord- patroon: Response pattern:	Fouten in: Errors in:		Totaal aantal fouten Total number of errors
	Stimuli: A B D E F	negatieve categorieën negative categories	positieve categorieën positieve categories
0	- - - - -	0	0	0
1	+ - - - -	0	0	0
2	- + - - -	½	½	1
3	+ + - - -	0	0	0
4	- - + - -	0	1	1
5	+ - + - -	½	½	1
6	- + + - -	1	0	1
7	+ + + - -	0	0	0
8	- - - + -	0	1	1
9	+ - - + -	0	1	1
10	- + - + -	1	1	2
11	+ + - + -	½	½	1
12	- - + + -	1	1	2
13	+ - + + -	1	0	1
14	- + + + -	1	0	1
15	+ + + + -	0	0	0
16	- - - - +	0	1	1
17	+ - - - +	0	1	1
18	- + - - +	½	1½	2
19	+ + - - +	0	1	1
20	- - + - +	0	2	2
21	+ - + - +	1	1	2
22	- + + - +	1½	½	2
23	+ + + - +	½	½	1
24	- - - + +	0	2	2
25	+ - - + +	1	1	2
26	- + - + +	2	0	2
27	+ + - + +	1	0	1
28	- - + + +	2	0	2
29	+ - + + +	1	0	1
30	- + + + +	1	0	1
31	+ + + + +	0	0	0

Unieke scores Unique scores	Frequentie Frequency	Gewichten: Scores:
		laagst mogelijk lowest possible	hoogst mogelijk highest possible	werkelijk toegekend actual score
0	105	0	0	0
1	89	1	1	1
2	1	0	2	2
3	222	3	3	2
4	27	0	0	0
5	38	1	3	3
6	2	3	3	3
7	110	3	3	3
8	5	0	0	0
9	3	1	1	1
10	0	0	4	2
11	32	2	4	2
12	26	0	4	4
13	52	4	4	4
14	1	4	4	4
15	199	4	4	4
16	11	0	0	0
17	28	1	1	1
18	1	0	2	2
19	80	2	2	2
20	5	0	0	0
21	10	1	5	3
22	1	3	5	3
23	39	3	5	3
24	2	0	0	0
25	1	1	5	1
26	0	5	5	5
27	11	5	5	5
28	1	5	5	5
29	11	5	5	5
30	0	5	5	5
31	184	5	5	5

1 Deze tabel wijkt van de ‘scaling scheet’ van Ford af, in zoverre we ervan afzagen het aantal fouten per vraag te noteren; wel hebben wij hieraan twee kolommen bevattende de laagst mogelijke en de hoogst mogelijke gewichten toegevoegd; het zijn deze kolommen die in de formule van precisie van Zetterberg als ‘t_a’ en ‘t_b’ opereren. Voor het gemak van de lezer staat het antwoordpatroon symbolisch vermeld; daar elke vraag tweedelig is, kan hierop hetzij een positief, hetzij een negatief antwoord verwacht worden. De +- en --tekens duiden aan welke antwoordmogelijkheid werd gekozen. De vragen staan steeds in dezelfde volgorde van links naar rechts in afnemende moeilijkheid (dus A, B, D, E, F in de termen van Tabel 2.6.1).

[p. 356]

zoals door de latere onderzoekers ontwikkeld. Schalen die geheel aan Guttmans criteria voldoen blijken lage consistentie te hebben of omgekeerd, zoals in het aangehaalde voorbeeld: schalen die de kritieke waarde van I = .50 behalen, voldoen niet aan overige criteria. Hoe dan ook, het bleek dat er uit ons materiaal slechts met moeite enkele unidimensionele variabelen konden worden gedistilleerd, die aan de meeste criteria voldeden¹.

Wellicht is dit te wijten aan het feit dat wij bij de keuze van onze variabelen niet a priori de vragen formuleerden die in een schaal zouden passen doch de schaalconstructie gebruikten als een der methoden die eenheid zou helpen ontdekken in de fenotypische (manifeste) verscheidenheid. Om te verduidelijken: door de vragen te formuleren als volgt: ‘Hebt U gisteren alcohol gebruikt?’, ‘Hebt U de afgelopen week alcohol gebruikt?’, ‘Hebt U deze maand alcohol gebruikt?’, ‘Hebt U gedurende het laatste jaar tenminste een keer alcohol gebruikt?’ verkrijgt men een schaal die in hoge mate ‘monotoon’ (cumulatief) is en over de homogeniteit waarvan men haast niet behoeft te twijfelen². Wel kunnen we twijfelen over de zinvolheid van deze wijze van schaalconstructie; het lijkt ons dat de betrouwbaarheid van een dergelijke schaal slechts een schijnbetrouwbaarheid is, daar de onderscheiden vragen slechts als varianten van een en dezelfde vraag kunnen worden gezien. Met andere woorden, er bestaat haast geen verschil tussen de manifeste en latente componenten van de schaal; de schaal brengt ons geen nieuwe informatie, zij kan zonder de empirische toets analytisch (d.w.z. logisch noodzakelijk) worden herleid.

In tegenstelling tot deze werkwijze hebben we vaak stimuli gebruikt die ogenschijnlijk zeer verschillend waren; zo b.v. de vragen ‘Hoeveel glaasjes mag een vrouw op een avond drinken?’ en ‘Zoudt U het erg vinden als iemand van Uw gezin of familie nu en dan aangeschoten was?’ Het feit dat deze manifest verschillende vragen een gemeenschappelijke latente structuur vertonen, draagt o.i. bij tot onze kennis van de onderzochte samenleving, al heeft deze bijdrage door verlies aan precisie (waarschijnlijk te wijten aan de toch nog te specifieke aspecten van de vragen) ingeboet.

In enkele gevallen echter nam de verscheidenheid dermate de overhand boven de gemeenschappelijke aspecten van de vragen dat het on-

1 Zie in dit opzicht b.v.I. Gadourek, J. Oorburg, L.T. van de Laar, ‘Involvement in cultural system in the Netherlands: its measurement and social correlates’ in Social Forces, 40 no. 4 (1962), blz. 302-307.

2 Deze vragen zijn in feite gebruikt en verwerkt in een schaal. Zie hierover de overigens voortreffelijke studie van Erik Allardt, Tuoko Markkanen en Martti Takala, Drinking and Drinkers. Three Papers in Behavioral Sciences, The Finnish Foundation for Alcohol Studies, Helsinki, 1957.

[p. 357]

Tabel 2.6.3 Vragen die gebruikt zijn bij de constructie van de schaal naar de houding t.o.v. het roken en de rokers
Table 2.6.3 Questions devised to measure the attitude to smoking and smokers

Vraag no. Question no.	Omschrijving Specification	Antwoord- categorie Response category	Frequentie Frequency	Percentage Percentage
A 81d	‘Wie rookt weet van het leven te genieten en het beste ervan te maken.’ ‘The smoker knows how to enjoy life and how to make the best of it.’	niet eens disagree	926	71,4%
		rest the rest	371	28,6%
A' 75	‘Vindt U het roken gezond of ongezond?’ Do you find smoking healthy or unhealthy?	ongezond, zo zo unhealthy, so, so	1.026	79,1%
		rest the rest	271	20,9%
B 81f	‘Of je roker bent of niet maakt geheel niets uit.’ ‘It does not matter at all whether you smoke or don't.’	eens agree	777	59,9%
		rest the rest	520	40,1%
C 83	‘Als U getrouwd bent of later gaat trouwen zoudt U het bezwaarlijk vinden indien Uw zoon rookte? Zo niet, op welke leeftijd?’ ‘If you are married or think to do so in the future, would you object against the smoking of your son? If not, at what age would you allow him to do so?’	18 jaar en ouder 18 years and older	523	40,3%
		rest the rest	774	59,7%
D 81c	‘Rokers zijn net kleine kinderen, die zich een pleziertje niet kunnen ontzeggen.’ ‘Smokers are just like little children who cannot abstain from what satisfies their appetite.’	eens, matig, weet het niet agree, almost agree, does not know	403	31,1%
		rest the rest	894	68,9%
E 82a	‘Flinke en verstandige mensen roken niet.’ ‘Strong and wise people do not smoke.’	eens agree	328	25,3%
		rest the rest	969	74,7%
F 82a	‘Hoe ziet U de niet-rokers?’ ‘How do you see the non-smokers?’	als flinke mensen met een sterke wil as strong people with a strong will	197	15,2%
		rest the rest	1.100	84,8%

[p. 358]

mogelijk bleek een homogene schaal te construeren. Wij kunnen dit illustreren aan de hand van onze poging om de houding t.o.v. het roken te peilen. Zoals uit Tabel 2.6.3 blijkt, zijn er niet minder dan zeven stimuli in het proces van schaalconstructie betrokken geweest; deze vertegenwoordigen dan slechts een keuze uit nog meer mogelijkheden, ons door de vragen 50 t/m 83 geboden. De hoogste intercorrelatiecoëfficiënten speelden alweer een belangrijke rol bij de voorselectie van de stimuli. Bij de toepassing van Fords techniek bleek dat vraag A een lagere mate van reproduceerbaarheid tot stand bracht dan een alternatieve schaal met de stimulus ‘Vindt U het roken gezond of ongezond?’ Deze laatste vraag werd uiteindelijk gebruikt. Vraag B (‘Of je roker bent of niet maakt geheel niets uit’) bleek evenmin in het schaalpatroon te passen en werd geelimineerd. De resterende vijf vragen gaven een schaal met coëfficiënt van reproduceerbaarheid .904. De score 5 bevatte echter 8,5% fouten (tegen de toelaatbare 5%) en de verwachte reproduceerbaarheid was .88. De coëfficiënt van consistentie was als gevolg hiervan bijzonder laag, nl. I = .20.

Het was bij de constructie van deze schaal dat we voor de eerste keer gebruik maakten van een alternatieve bewerkingsmethode, die door Drs. Ch.A.G. Nass werd ontworpen (zie Aanhangsel). Dezelfde vragen (als in Tabel 2.6.3 vermeld) zijn zowel bij de constructie van een schaal van Guttmans type als bij de iteratieve statistische methode gebruikt, die de hoofdcomponenten van een aantal variabelen zoekt langs de weg van de langste correlatie-as. Zoals uit het Aanhangsel blijkt heeft ook deze methode tot een gelijkluidend, hoewel negatief, resultaat geleid. De langste as duidde niet in de richting van de door ons gezochte variabele.

Indien men zich beperkt tot de stimuli van vraag 81 dan bemerkt men dat de langste as de volgende rangorde hierin aanbrengt:

rangorde	vraagno.	score voor ‘niet eens’	uitspraken
1	81f	35	‘Of je roker bent of niet maakt geheel niets uit.’
2	81e	59	‘Flinke en verstandige mensen roken niet.’
3	81c	75	‘Rokers zijn net kleine kinderen, die zich een pleziertje niet kunnen ontzeggen.’
4	81d	84	‘Wie rookt weet van het leven te genieten en er het beste van te maken.’
5	81a	267	‘Sommigen zeggen dat je nog een klein kind bent als je niet rookt.’
6	81b	303	‘Anderen zeggen dat het stom zou zijn om niet te roken daar haast iedereen het doet.’

[p. 359]

Het zou mogelijk zijn in de volgorde van de stimuli een aanduiding te zien voor het bestaan van een latente polaire structuur die overeenkomt met de positieve en de negatieve houding t.o.v. het roken, indien stimulus 81f er niet was, die semantisch niet in overeenstemming kan worden gebracht met de aangrenzende stimuli ‘e’ en ‘c’. Al willen we geen vèrstrekkende conclusies trekken uit de negatieve resultaten, het valt toch op dat de rangorde hier door dezelfde stimulus is verstoord die ook tijdens de schaalconstructie verwijderd moest worden.

Daar de correlatietechnieken bij uitstek geschikt zijn voor meerdimensionele analyses, kunnen we de vraag stellen naar de voortgezette ontleding van de latente dimensies¹. De tweede langste as kwam dan ook beter overeen met het veronderstelde patroon van de polaire houding t.o.v. het roken:

vraagno.	rangorde	scores
81f	6	-63
81e	1	72
81d	5	-36
81c	2	41
81b	4	-27
81a	3	-14

De positieve scores krijgt men voor het verwerpen van beide uitspraken die denigrerend zijn t.o.v. de rokers en overdreven positief zijn t.o.v. de niet-rokers. De negatieve scores duiden een negatieve houding t.o.v. het roken aan. Degene die het niet eens is met de uitspraak ‘Of je roker bent of niet maakt geheel niets uit’, toont immers kenmerken van onverdraagzaamheid t.o.v. de rokers, staat aan de meest negatieve kant van de schaal. Andere stimuli kunnen inderdaad om semantische redenen als tussenwaarden van de schaal worden beschouwd.

Nadat de statisticus een polaire dimensie heeft gevonden die inderdaad in de richting wijst van een affectieve houding t.o.v. het roken, kan hij de inlichtingen, gewonnen door middel van andere stimuli, correleren met de verkregen dimensie. Vraag 82 (uitspraken over de niet-rokers) en vragen 83a en 83b leenden zich hiertoe bij uitstek. Op deze wijze is een schaal ontstaan die de gegevens verwerkt van niet minder dan negen stimuli (zie Aanhangsel).

Samenvattend kunnen wij stellen dat zowel de schaalanalyse als het zoeken naar een schaal in de vorm van de langste as van een correlatiematrix tot gelijkluidende, hoewel negatieve, resultaten hebben geleid. De van tevoren gekozen responsie-eenheden bleken niet unidimensioneel te

1 Ook deze beschouwing is ontleend aan de bewerking van Drs.Ch.A.G.Nass. Voor een nadere uiteenzetting wordt de belangstellende lezer verwezen naar het Aanhangsel.

[p. 360]

zijn in de termen van Guttmans criteria en van het consistentiecriterium van Green. Dezelfde stimuli, bewerkt door middel van een iteratieve analyse, gaven in eerste instantie een rangorde van waarden die niet overeenkwam met de gezochte houding tegen het roken of de rokers. Pas de tweede dimensie kon met deze houding worden geïdentificeerd.

Hierin zien we tevens een methodologische winst van de iteratieve-correlatie-analyse boven de schaalanalyse: wij kunnen immers meerdere latente dimensies opsporen.

Dit neemt echter niet weg dat de vraag naar de validiteit, de vraag ‘Wat meten wij eigenlijk met deze schaal?’ onze gemoederen blijft bezighouden bij de verdere ontleding van onze gegevens. Een van de wegen om de validiteit van de schaal te onderzoeken is het nagaan of de correlaties met deze schaal een zinvol beeld geven en met de overige informatie in een theorie zijn te voegen. Significante samenhangen zijn gevonden met de aanvaarding van kennis over de relatie ‘roken-longkanker’, met de intensiteit van eigen rookgewoonten, met de houding t.o.v. het drinken. Dit duidt aan dat de schaal inderdaad met de houding t.o.v. het roken of de rokers te maken heeft. Waar heeft echter deze schaal nog mee te maken? Een kritische methodologische vraag doet zich voor, of de eerste, door de iteratieve analyse gesignaleerde, dimensie niet een basisvertekening van alle sociologische enquêtegegevens aanduidt: de mate van bereidheid om inlichtingen te verstrekken en eigen gevoelens aan de enquêteur kenbaar te maken. Voordat we echter op dit vraagstuk van validering nog dieper ingaan, dienen we een en ander te vermelden over de volgende stap in de bewerking der gegevens, de statistische analyse.