TELEVISIE EN BURGERSCHAPSATTITUDES De impact van televisietijd, programma-inhoud en zendervoorkeur1 Marc Hooghe - Vrije Universiteit Brussel
Toen de televisie in de jaren vijftig voor het eerst zijn intrede deed in de Amerikaanse huiskamer verwachtten veel commentatoren dat het nieuwe medium een stevige impuls zou geven aan de interesse van de burger voor de politiek. De participatiegraad aan het politieke gebeuren zou daardoor ook toenemen, dacht men. Het was tenslotte de allereerste keer in de geschiedenis dat elke burger ooggetuige kon zijn van belangrijke publieke gebeurtenissen. Iedereen kon nu ook met eigen ogen de parlementaire debatten volgen. Een halve eeuw later is het tij wel grondig gekeerd voor de televisie. Verschillende auteurs beweren dat de alomtegenwoordigheid van de tv verantwoordelijk is voor de achteruitgang van het publieke leven en van de sociale cohesie. Putnam (2000) ziet de tv zelfs als de voornaamste schuldige voor de geleidelijke erosie van het sociaal kapitaal van de Amerikaanse maatschappij. Andere onderzoekers beweren dat tv kijken gevoelens van onveiligheid aanwakkert. Tegelijkertijd zou de tv bij de kijker een cynische opstelling tegenover de politiek en de maatschappij in de hand werken. Dit verschijnsel kreeg snel de naam ‘video malaise’-diagnose (Postman 1985; Patterson 1993; Cappella en Jamieson 1997; Putnam 2000, Bok 2001: 70-81). Verdedigers van de ‘video-malaise’-thesis zijn het echter niet eens over het mechanisme van de causaliteit waarop zij zich beroepen om de negatieve invloed van de televisie te verklaren. In zijn studie over de daling van de politieke participatiegraad van de Amerikaanse burger gaat Robert Putnam (2000: 283) ervan uit dat er een tijdverdringingseffect speelt. Hij suggereert dat het loutere feit dat de tv overal doorgedrongen is verantwoordelijk is voor zeker een kwart van deze verminderde deelname. De achterliggende redenering is dat de tijd die aan tv kijken besteed wordt, niet meer kan gebruikt worden voor andere, meer sociale activiteiten of voor politiek engagement. Andere auteurs beroepen zich op attitudeeffecten: de televisie heeft weliswaar misschien geen invloed op het gedrag, maar het is best mogelijk dat kijkers een specifiek waardepatroon gaan ontwikkelen. Over de vraag of een meer negatieve en cynische stijl van berichtgeving verantwoordelijk is voor dit effect zijn de meningen verdeeld. Volgens sommigen (Cappella en Jamieson 1997) is dat wel degelijk het geval; voor anderen (Postman 1995) is het toenemend aantal amusementsprogramma’s op de commerciële televisie de grote schuldige. Andere auteurs zijn het er helemaal niet mee eens dat de invloed van de tv zo negatief voorgesteld wordt (Norris 2000a, 2000). Zij halen verschillende argumenten aan om de thesis van de videomalaise te ontkrachten. Eerst en vooral is de empirische evidentie die de vermeende negatieve invloed van het tv kijken moet ondersteunen, niet eenduidig: de meeste studies kunnen geen significant of sterk effect aantonen (Uslaner 1998; Newton 1999; Bennett e.a. 1999). Alhoewel analyses met twee variabelen vaak een duidelijk verband aantonen tussen kijkgedrag en burgerzin is dat verband na invoering van controlevariabelen eerder zwak. Dit wijst eerder op een selectie-effect dan op socialisatie-effecten (Norris 2002,9). Andere studies wijzen uit dat tv kijken ook positieve effecten kan hebben: er is een positief verband tussen het volgen van tv-nieuwsuitzendingen, interesse voor de politiek en een positief beeld van het politiek systeem (Shah 1998; Newton 1999; Graber 2001). Recente experimenten tonen overtuigend aan dat blootstelling aan politieke informatie de kennis over de politiek en de graad van betrokkenheid sterk doet toenemen (Norris en Sanders 2002). In deze studies is het voornaamste argument dat we niet alleen moeten kijken naar het aantal uren dat mensen voor hun tv-toestel doorbrengen, maar ook naar de aard van het programma waarnaar ze kijken. Amusementsprogramma’s mogen dan misschien wel negatieve effecten hebben, maar we mogen verwachten dat het volgen van nieuwsuitzendingen en informatieve programma’s een positieve invloed heeft op de kijker (Holz-Bacha 1999; Norris 1996). Nog andere auteurs beweren dat niet alleen de programma-inhoud telt, maar dat ook de zendervoorkeur meespeelt2. Openbare omroepen zullen burgerschapsattitudes stimuleren, of zouden dat althans moeten doen. Commerciële zenders zullen eerder geneigd zijn een heel ander soort programma’s uit te zenden en zullen dus bij hun kijkers ook een ander waardepatroon stimuleren (Blumler en Gurevitsch 1995; Tracey 1998; Holz-Bacha en
2 Norris 2001; Milner 2002, 108-111). In elk geval tonen Zweedse en Belgische studies een duidelijk verschil aan in waardepatronen tussen kijkers met een voorkeur voor de openbare omroep en kijkers die commerciële zenders verkiezen (Holmberg 1999:120; Elchardus, Huyse en Hooghe 2001). Deze verschillende argumenten hebben tot een geanimeerd debat geleid tussen aan de ene kant auteurs als Robert Putnam, die de nadruk leggen op de negatieve effecten van langdurig tv kijken en, aan de andere kant, auteurs als Pippa Norris of Kenneth Newton, die beweren dat het volgen van tvnieuwsuitzendingen een positief effect heeft op de interesse voor en de deelname aan het politieke leven. Empirische bewijzen in dit debat binnenbrengen is een heel netelige kwestie. Het eerste, en meteen ook het belangrijkste probleem is dat het vrijwel onmogelijk is een beroep te doen op longitudinaal onderzoek om de invloed van de televisie te onderzoeken. In de communicatiewetenschappen is het daarom routine om laboratoriumexperimenten uit te voeren. Hier rijst natuurlijk onmiddellijk de vraag of experimenten die onder zulke voorwaarden uitgevoerd werden ook toepasselijk zijn in reële situaties. Een tweede moeilijkheid is dat wij tot nog toe geen surveygegevens hebben waarin de drie mogelijke factoren (televisietijd, programma-inhoud, zendervoorkeur) gelijktijdig onderzocht werden. In feite is het zo dat de openbare omroep slechts in een beperkt aantal westerse samenlevingen een voldoende aantal kijkers heeft om die groep als representatief te beschouwen in een algemeen bevolkingsonderzoek. Voor dit artikel baseren wij ons op een bevraging uit 1998 bij de Vlaamse bevolking. In dit onderzoek werd niet alleen gepeild naar de tijd die aan tv kijken besteed werd en naar de genrevoorkeur, maar er werden ook vragen in opgenomen in verband met de zender waar regelmatig werd op afgestemd. De survey bevatte ook verschillende vragen over lidmaatschap van verenigingen. Deze gegevens moesten toelaten om de bewering van Putnam te testen dat de tv een negatieve invloed uitoefent op het sociaal kapitaal. Putnam gaat er namelijk vanuit dat de deelname van de burgers aan het openbare leven afneemt, met als gevolg dat zij minder gevormd worden in deze ‘leerscholen van de democratie’. De Belgische bevolking vormt bovendien een ideale staalkaart om de bewering te verifiëren dat het wel degelijk een verschil maakt of men kijkt naar de openbare dan wel naar commerciële zenders. In België hebben de openbare en de verschillende commerciële zenders een bijna gelijk marktaandeel. De bevraging levert dan ook voldoende materiaal op om na te gaan welk causaal mechanisme speelt tussen de factoren tv kijken, burgerschapsattitudes en –gedrag. De survey steunde op de officiele bevolkingsgegevens. Er werden 1.341 personen mondeling geïnterviewd, wat representatief is voor de Nederlandstalige bevolking van België (Elchardus, Hooghe en Smits 1998). Aan de hand van de resultaten van deze survey trachten we het veronderstelde causaal verband tussen televisiekijken en burgerschapsattitudes te toetsen. In eerste instantie concentreren we ons op de thesis van Putnam dat tv kijken een negatieve invloed heeft op de maatschappelijke participatiegraad. Dan onderzoeken we de bewering dat tv kijken een rechtstreekse invloed heeft op burgerschapsattitudes. Vervolgens analyseren we de impact van de programma’s waar onze respondenten het liefst naar keken en het verband met de zendervoorkeur.
Tijdverdringingseffect Het tijdverdringingseffect zou een eerste aanduiding kunnen zijn dat er een eenduidig verband is tussen tv kijken en maatschappelijke participatiegraad. In dat geval gaat men ervan uit dat de tijd die aan tv kijken besteed wordt, niet meer beschikbaar is voor sociale activiteiten (Putnam 2000: 216246). Op het eerste gezicht lijkt dit argument ook wel te kloppen. In België en Nederland kijkt een volwassene ongeveer 20 uur tv. In de Verenigde Staten is dat nog meer. Dat impliceert dat de tijd die de gemiddelde burger kan spenderen aan andere activiteiten –of dat nu voor beroepsdoeleinden of voor ontspanning is heeft geen belang-- ergens tussen 1950 en 2000 zeer sterk teruggelopen is. Een voorbeeld: een Nederlandse studie heeft uitgewezen dat de tijd die een volwassene doorbrengt met het lezen van een boek met 50% gedaald is in de periode tussen 1955 en 1995. Voor een groot deel is dat te wijten aan de komst van de televisie en andere elektronische media (Knulst en Kraaykamp 1997). Empirisch bewijs dat zulk een tijdverdringingseffect ook speelt tussen de graad van maatschappelijke participatie en tv kijken is op zijn minst heel karig (Norris 2000a: 257; Ray 1999). Norris (2000b: 249) heeft een weliswaar licht, maar consistent negatief verband gevonden tussen indicatoren van maatschappelijk engagement en de tijd dat iemand voor de tv doorbrengt. Zij gaat er echter vanuit dat
3 ‘dit patroon totaal onbelangrijk wordt zodra de reeks gebruikelijke sociale controles ingevoerd worden die relevant zijn voor de items gebruik van televisie en maatschappelijk engagement’. Onze eerste analyse neemt daarom eerst de thesis van het tijdverdringingseffect onder de loep: is er inderdaad een negatief verband te vinden tussen de tijd die iemand aan tv kijken besteedt en zijn deelname aan het verenigingsleven? In onze analyse nemen we verschillende controlevariabelen op. De meeste daarvan zijn gebaseerd op vorig onderzoek naar de participatiegraad. Uit het merendeel van deze onderzoeken blijkt dat variabelen als geslacht, genoten onderwijs, band met de woonplaats en religieuze praktijk de participatiegraad beïnvloeden (Verba, Brady en Scholozman 1995). Deze variabelen worden dan ook in het model opgenomen. Tabel 1 biedt een overzicht. Tabel 1: Variabelen die in dit artikel gebruikt worden Geslacht 0=mannelijk, 1= vrouwelijk Leeftijd Continu, van 18 to 75 jaar Opleiding Continu, in jaren voltooide schoolopleiding Inkomen Gezinsinkomen, in 17 categorieën Woont met partner 0=woont alleen; 1 = woont met echtgenoot of partner Kinderen Aantal kinderen in het huishouden Subjectieve Schaal van 5 Likert items, die peilt naar ervaren tijdsdruk. Kenmerkend tijdsdruk item: ‘Ik krijg nooit alles klaar’. Cronbach’s α: .84; één factor, Eigenwaarde 3.1, 61.2% verklaarde variantie Religieuze praktijk 0= geen of minder dan één keer per maand; 1= minstens één keer per maand Verblijf in Continu: hoe lang woont u reeds in uw huidige gemeente? woonplaats Lidmaatschap Continu: Van welke verenigingen bent u lid of bent u ooit lid geweest? Individualisme Schaal van 4 Likert items, die een utilitarische opvatting van individualisme weergeven. Kenmerkend item ‘Als je met anderen omgaat, moet je altijd compromissen sluiten. Daarom kan je beter zo min mogelijk omgaan met anderen’. Cronbach’s α: .75; één factor, Eigenwaarde 2.3, 57.5% verklaarde variantie Etnocentrism Schaal van 5 Likert items, die peilen naar negatieve gevoelens ten opzichte van allochtonen. Kenmerkend item: ‘Migranten zijn over het algemeen niet te vertrouwen’ Cronbach’s α: .78; één factor, Eigenwaarde 2.65, 53.0% verklaarde variantie. Politieke Schaal van 6 Likert items, die peilen naar gevoelens van individuele machteloosheid politieke machteloosheid. Kenmerkend item: ‘Zodra ze verkozen zijn verliezen de meeste politici alle belangstelling voor mensen zoals ik’. Cronbach’s α: .80; één factor, Eigenvalue 3.0, 50.7% verklaarde variantie Onveiligheid Scale of 8 Likert items, met nadruk op de angst slachtoffer te worden van geweld. Kenmerkend item: ‘De laatste tien jaar zijn de straten altijd maar onveiliger geworden’ Cronbach’s α: .82; één factor, Eigenwaarde: 3.6, 45.% verklaarde variantie. Indien er een tijdverdringseffect zou spelen tussen tv kijken en lidmaatschap van verenigingen, dan zouden we een negatief verband moeten vinden tussen deze twee activiteiten. In onze survey vroegen wij onze respondenten zowel naar de tijd die naar tv kijken gaat als naar de tijd die zij spenderen aan het vereniginsleven3. Als wij deze beide indicatoren opnemen in een regressie-analyse, waarbij de afhankelijke variable de tijd is die naar het verenigingsleven gaat, dan zien wij inderdaad een negatieve verband, maar het verband is wel heel zwak (- 03) en niet significant (Tabel 2). De analyse bevestigt wat we reeds uit vorig onderzoek weten: het opleidingsniveau en betrokkenheid geven een stevige impuls aan het maatschappelijk engagement. Zij bevestigt eveneens dat vrouwen en respondenten die met hun partner samenwonen in duidelijk mindere mate deelnemen aan het verenigingsleven4
4 Tabel 2: Tijdverdringingseffect tussen televisie en maatschappelijke participatie B (SE B) β Geslacht -67.93 (22.24) -.09** Leeftijd 1.01 (0.95) .04 Inkomen .61 (4.48) .01 Verblijf in woonplaats 55.36 (32.17) .05 Woont met partner -67.56 (29.25) -.08* Kinderen -6.42 (8.23) -.03 Opleiding 17.68 (4.48) .15*** Subjectieve tijdsdruk -.44 (.57) -.02 Religieuze praktijk 93.83 (27.39) .11*** Tijd aan tv besteed -.02 (.01) -.03 adj. r2 :.05 66.11 (88.93) Afhankelijke variabele:tijd die aan het verenigingsleven wordt besteed. Ordinary Least Squares regressie, ongestandaardiseerde en gestandaardiseerde regressiecoefficiënten. ***=p<.001; **=p<.01; *=p<.05 Als wij deze gegevens van dichterbij bekijken dan wordt het onmiddellijk duidelijk waarom we geen significante relatie vinden: de relatie tussen tv kijken en actief lidmaatschap van verenigingen blijkt curvilineair te zijn en ontsnapt bijgevolg aan dit soort regressie-analyse. De gegevens van Tabel 3 laten zien dat de lineaire relatie doorkruist wordt door één groep respondenten: wie minder dan één uur per dag tv kijkt (bijna 20% van onze respondenten) blijkt duidelijk minder actief te zijn in het verenigingsleven dan wie een tot 2 uur per dag kijkt (Tabel 3). Tabel 3: Televisietijd en participatieniveau N Tijd in Gezinsvereniinkomen gingen (EUR/ (u/wk) maand <8u/week 261 2h22m 2.350 8-14u/week 310 2h58m 2.212 14-20u/week 251 2h10m 1.886 20-28h/week 294 1h43m 1.822 >28u/week 211 1h52m 1.474 TOTAAL 1327 2h15m 1.957 Gemiddelde cijfers voor vijf groepen respondenten. inbegrepen).
Opleiding werkweek (voltooi-de jaren) 12.78 12.50 11.51 10.33 9.62 11.43 Werkweek=
Aantal kinderen in het gezin
38h06 1.64 36h26 1.31 26h19 1.30 24h49 0.90 15h38 0.80 28h59 1.18 totaal van de arbeidstijd (pendeltijd
De karakteristieken van deze eerste groep wekken nogal wat verbazing. De respondenten hebben een hoog opleidingsniveau, behoren tot de hogere inkomensklasse en vertonen alle karakteristieken die gewoonlijk worden geassocieerd met een hoog participatieniveau. Men zou dus een zeer hoog participatieniveau mogen verwachten. Toch is het zo dat deze groep gemiddeld een half uur minder tijd besteedt aan sociale activiteiten dan de groep die één à twee uur per week tv kijkt. Die vaststelling vraagt verder onderzoek, maar toch zouden we nu al als mogelijke verklaring kunnen geven dat er bij deze groep meer tijdsconflicten zijn, zodat het sociale leven op een lager pitje gezet wordt (Van Deth 2000). Het is niet alleen zo dat in deze groep een groot aantal tweeverdieners te vinden zijn, maar die stoppen ook nog eens meer tijd in hun job dan dat zulks het geval is bij andere groepen. Bovendien tellen de gezinnen uit deze groep gemiddeld 1,6 nog inwonende kinderen. Dat aantal is beduidend hoger dan bij de andere groepen. Het besluit ligt dan ook voor de hand dat een groep met een drukke professionele activiteit en daarbij een intens familiaal leven maar weinig tijd overhoudt om tv kijken en deel te nemen aan het verenigingsleven. Onze analyse van de Belgische gegevens ligt helemaal in de lijn van de Amerikaanse en Europese gegevens (Norris 2000a, 2002): wij kunnen geen verband vaststellen tussen de hoeveelheid tijd die naar tv gaat en de graad van maatschappelijke participatie. Indien er, zoals sommige auteurs beweren,
5 effectief een vermindering vast te stellen is van de deelname aan het verenigingsleven, dan is het weinig waarschijnlijk dat deze afname te wijten is aan het feit dat mensen veel tv kijken. Alhoewel wij geen bewijs kunnen vinden voor de thesis van het tijdverdringingseffect moeten we toch een kanttekening plaatsen bij deze analyse. Met de gegevens die wij onderzocht hebben, kunnen we enkel individuele effecten vaststellen. Wij kunnen echter niet bewijzen dat er op het macroniveau geen tijdverdringseffect optreedt. In de observatiefase van dit onderzoek hebben verschillende verantwoordelijken van verenigingen ons gezegd dat zij geen avondactiviteiten meer organiseren: zij hadden reeds eerder ondervonden dat er dan slechts weinig volk opdaagt omdat iedereen liever naar zijn favoriete tv-programma kijkt. Deze situatie deed zich meer voor bij verenigingen die zich eerder tot lager geschoolden richten (Hooghe 2001). Indien dit een veralgemeend fenomeen is, dan houdt dat in dat we op het vlak van individuen geen verschil meer zullen kunnen vaststellen. Immers, respondenten die ‘s avonds geen tv kijken, zullen toch niet deelnemen aan sociale avondactiviteiten om de goede reden dat die er niet meer zijn. Uiteindelijk zal het zo aflopen dat het hele dorps ‘s avonds thuis zit omdat niemand nog de moeite doet iets gemeenschappelijks te organiseren. Op het individuele vlak zullen we dan inderdaad geen verschil meer zien, maar op het vlak van de lokale gemeenschap zal de tv het sociale leven wel degelijk stuk gemaakt hebben. Wij beschikken echter niet over een model om deze macro-verklaring afdoend te kunnen testen.
Dimensies van televisiekijken De thesis van het tijdverdringingseffect op individuele niveau vindt geen bevestiging in het eerste deel van onze analyse. Dat betekent evenwel niet dat we het hele ‘video-malaise’-argument zo maar naast ons neer kunnen leggen. Het is mogelijk dat de televisie niet alleen op het participatieniveau invloed uitoefent, maar ook op burgerschapsattitudes (Putnam 2000: 238). Het begrip sociaal kapitaal bestaat uit twee componenten: een structurele en een attitudinale. De structurele component verwijst naar het lidmaatschap van verenigingen of andere netwerken, terwijl de attitudinale component te maken heeft met vertrouwen in de maatschappij en andere houdingen in verband met goed burgerschap (Stolle 2000; Hooghe en Stolle 2002). In onze eerste analyse vonden we geen bevestiging voor de bewering dat de tv de structurele componenten van sociaal kapitaal uitholt. Daarom kijken we nu hoe het zit met de attitudinale componenten. Eerder onderzoek had reeds een significant verband aan het licht gebracht tussen tv kijken enerzijds en maatschappelijk vertrouwen (Moy en Schuefele 2000) en neiging tot autoritarisme anderzijds (Shanahan 1998). Indien we de attitudinale effecten van de tv met zekerheid willen vaststellen, dan mogen we ons niet blind staren op de tijd die aan tv kijken gespendeerd wordt. De literatuur vermeldt nog een aantal andere dimensies die een positief effect zouden hebben op maatschappelijke attitude van de kijker. In de eerste plaats moeten we onderzoeken naar welk soort programma de mensen kijken. Zoals Norris (2002,8) terecht opmerkt is het niet alleen belangrijk na te gaan of mensen naar de tv kijken, maar evenzeer wat ze precies bekijken. In tegenstelling tot wat de aanhangers van de ‘video-malaise’-thesis denken, beweren Norris (2000b: 232, 2002) en Wilkins (2000) dat er een positief verband is tussen het volgen van de nieuwsberichten, maatschappelijke betrokkenheid en interesse voor de politiek. Om deze hypothese te testen hebben we onze respondenten een vragenlijst voorgelegd met 15 verschillende programma’s, met de vraag hun voorkeurprogramma’s aan te duiden5. In tegenstelling tot wat wij verwachtten, bleek het niet mogelijk om deze programma’s op een continuum te rangschikken, gaande van lichtverteerbare amusementsprogramma’s naar moeilijker toegankelijke nieuwsuitzendingen. Een factoranalyse (principale componenten) toonde aan deze deze 15 programma’s rond drie afzonderlijke factoren kunnen worden gegroepeerd (Tabel 4). Table 4: Factoranalyse op programmavoorkeur Factor I (soaps) Shows .68 Sport -.04 Nieuws en actualiteit .03 Praatprogramma’s .33
Factor II (film) -.03 .18 -.06 -.03
Factor III (nieuws) .20 .32 .79 .63
6 Films .07 .04 .74 Soaps .11 -.05 .79 Kwisprogramma’s .10 .28 .68 Dating programs .02 .00 .78 Comedy series .33 -.02 .68 Hospitaal series .33 -.02 .58 Misdaadfilms en detective .16 .19 .68 series Science fiction .05 -.02 .75 Cartoons .14 .02 .63 Modernz muziekc .35 .38 .19 Klassieke muziek .04 .09 .59 Principale componentenanalyse met Varimax Rotatie. Drie factoren, met Eigenwaarde 4.08, 1.79 and 1.46. Verklaarde variantie van 48.9%. De drie factoren kregen de naam mee van het meest kenmerkende programma voor die factor. De soapfactor slaat dan op pure amusementsprogramma’s. Die lading dekt vooral soaps series, populaire kwisprogramma’s, komedies en shows. Hierbij komen we tot een merkwaardige vaststelling. Het valt op dat er in de groep van de 12,5% respondenten die zeer laag scoren op deze factor, 35% vrouwen zitten. Maar in de groep die hoog scoort op de soap factor, laten ze met 65% tegen 35% de mannen ver achter zich6. Deze opdeling klopt helemaal met eerder onderzoek waaruit bleek dat deze programma’s veel meer door een vrouwelijk publiek bekeken worden (Modleski 1982). De tweede factor refereert aan meer gesofistikeerde ontspanning en kreeg de naam filmfactor. Typische programma’s in deze categorie zijn speelfilms, misdaad- en detectiveseries en science-fiction. Men zou niet onmiddellijk verwachten dat ook misdaadfilms onder deze factor opgenomen werden. Dat kon zonder enig probleem omdat de meeste misdaad- en detectiveseries die op de Belgische zenders uitgezonden worden van Britse makelij zijn en weinig of geen geweld bevatten7. Alhoewel het kijkpubliek van deze reeksen hoger opgeleid is dan kijkers die de voorkeur geven aan soapseries hebben ze toch weinig of geen belangstelling voor nieuwsuitzendingen en actualiteitsprogramma’s8. De derde factor verwijst vooral naar het informatieve gebruik van de televisie en werd daarom de nieuwsfactor genoemd. Kenmerkende programma’s zijn hier nieuwsberichten, actualiteitsprogramma’s, praatprogramma’s (die hier meer dan in de Verenigde Staten over politiek gaan). Ook programma’s over klassieke muziek vinden we hier terug. Sportprogramma’s hebben slechts een zeer zwakke band met deze factor. Het derde element waarmee in deze analyse dient rekening gehouden te worden is de zendervoorkeur. In België genoot de openbare omroep tot in 1989 een monopoliepositie. Maar mede onder druk van de Europese regelgeving betreffende de vrije uitwisseling van goederen en diensten werden commerciële zenders tot de markt toegelaten. In de eerste jaren veroverden deze zenders met hun agressief optreden een groot marktaandeel, maar nu lijkt de toestand gestabiliseerd te zijn. De openbare en de commerciële zenders hebben ongeveer even veel kijkers. De openbare omroep beschikt over twee kanalen: een daarvan richt zich tot het groot publiek (ongeveer 40% van het marktaandeel); de tweede is meer elitair en heeft een bereik van 5%. Onder de commerciële zenders zijn er een familiezender (met 35% marktaandeel) en verschillende kleinere zenders met elk een specifiek doelpubliek9. Er is dus een groot verschil tussen de Belgische en de Amerikaanse samenleving, waar de openbare omroepen slechts 3% van het publiek bereiken (Tracey 1998:251). Voor onze bevraging legden wij onze respondenten een lijst voor van alle tv-zenders, met de vraag hun voorkeurzender aan te duiden. De zenders werden nadien gehergroepeerd al naargelang zij deel uitmaken van de publieke omroep (46% van de respondenten) of commerciële zenders zijn (54%).
Televisievariabelen Wij beschikken dus over vijf variabelen om de verschillende dimensies van het kijkgedrag te onderzoeken10. Vooraleer wij in onze analyse gebruik maken van deze variabelen bekijken we ze eerst even in hun onderlinge samenhang (Tabel 5).
7
Tabel 5: Correlatie tussen de verschillende televisie-indicatoren Televisietijd soap factor filmfactor nieuws factor Tijd Soapfactor .36*** Filmfactor .15*** -.05 Nieuwsfactor .03 -.07* -.05 Commerciële zender .18*** .48*** -.01 -.23*** Zero-order correlaties. ***=p<.001; **=p<.01; *=p<.05
commerciële zender
-
Een eerste vaststelling is dat de correlaties nooit boven .50 uitstijgen. Dat laat ons toe om deze variabelen tegelijkertijd in een regressie-analyse op te nemen, zonder groot risico van multicollineariteit. Zoals we al konden vermoeden uit de factoranalyse stellen we vervolgens negatieve, maar insignificante verbanden vast tussen de drie programmafactoren. Vervolgens zien we sterke positieve relaties optreden tussen de zendervoorkeur, voorkeur voor soaps en veel tv kijken. Dit correlatiepatroon zou al een eerste aanduiding kunnen zijn dat het debat over de mogelijke negatieve effecten van de tv voor een stuk op een verkeerde manier gevoerd wordt. Een van de voornaamste twistpunten is dat tv kijken op zich misschien niet bevorderlijk is voor de maatschappelijke en politieke betrokkenheid van de kijker, maar dat het volgen van de nieuwsberichten dat alleszins wel is. Het correlatiepatroon geeft echter aan dat alhoewel West-Europese burgers meer en meer tv kijken, zulks nog niet betekent dat zij erop gebrand zijn om ook meer nieuwsberichten te volgen. Er is helemaal geen verband tussen hoog scoren op de nieuwsfactor en veel tv kijken. Wel blijkt dat wie heel veel tijd voor zijn tv-toestel doorbrengt, meestal naar soapseries kijkt of afstemt op commerciële zenders. Deze eenvoudige correlatie bevestigt reeds de vaststelling dat de tv niet in de eerste plaats dient als informatiekanaal, maar dat er in tegendeel meer en meer naar ontspanningsprogramma’s gekeken wordt (Putnam 2000: 221). De respondenten uit onze bevraging kijken gemiddeld 19 uur per week tv. Wij hebben geen gegevens over hoeveel uur daarvan naar het tv-nieuws gaat. Als we ervan uitgaan dat een gemiddelde nieuwsuitzending ongeveer een half uur duurt, dan betekent dat dat zelfs mensen die naar twee uitzendingen per dag kijken, toch nog maar maximum 7 uur per week naar het tv-nieuws kijken. De meeste mensen kijken dus voor het grootste deel van de tijd naar ontspanningsprogramma’s. Wij kunnen deze relatie nog op een andere manier bekijken. Wij hebben onze respondenten voor elk van de drie programmafactors ingedeeld in acht gelijke groepen (n= 159 tot 162), gaande van de laagste naar de hoogste score op die bepaalde factor Wij weten ook van elke groep hoeveeel zij gemiddeld besteden aan tv kijken(Figuur 1). Voor alle drie de factors vinden we een duidelijk positieve relatie, maar deze relatie is minder uitgesproken voor de nieuwsfactor, terwijl ze voor de soapfactor zeer sterk is. Dit bevestigt dus eens te meer de bekende stelling: indien mensen gedurende steeds langere periodes naar de tv kijken, betekent dat niet dat ze intensiever de nieuwsberichten gaan volgen, maar dat ze steeds meer tijd besteden aan oppervlakkige ontspanningsprogramma’s. In de meeste westerse maatschappijen is het aandeel van nieuwsuitzendingen en actualiteitsprogramma’s in het geheel van de zendtijd in de laatste decennia systematisch naar beneden gegaan, terwijl het aandeel van ontspanningsprogramma’s steeds toeneemt (Norris 2000a, 106-108). Daarom zou het een vergissing zijn het debat over de invloed van de media te beperken tot de nieuwsmedia. In sommige recente studies over het onderwerp is dat ten onrechte gebeurd. In dat opzicht is er een duidelijk verschil tussen de Belgische gegevens en wat Amerikaans onderzoekaan het licht brengt. (Norris 2002). In de Amerikaanse gegevens is de groep die op de nieuwsberichten afstemt even groot als de groep die de voorkeur geeft aan amusementsprogramma’s. (Norris 2002, 7, 19). Dat is een groot verschil met de Belgische gegevens: hier is het aantal kijkers dat naar ontspanningsprogramma’s kijkt veel en veel groter dan de informatiezoekers. Dit verschil is van cruciaal belang: ook als analyses aantonen dat er een duidelijk positief verband is tussen naar het tvnieuws kijken en de participatiegraad aan het maatschappelijk leven, dan nog gaat de tv op zich niet noodzakelijk vrijuit wat betreft de verantwoordelijkheid voor de afbrokkelende maatschappelijke inzet van de burgers. De Amerikaanse gegevens tonen aan dat de tv slechts vrijgepleit wordt als er een zeer groot deel van de kijktijd gaat naar informatieve programma’s. Indien nieuwsuitzendingen slechts een
8 klein, en dan een nog steeds afnemend deel uitmaken van de totale kijktijd, dan neutraliseren de negatieve effecten van de loutere amusementstelevisie volledig de positieve effecten die de informatieve programma’s hebben11. De Belgische gegevens wijzen alleszins duidelijk in die richting, Het is belangrijk hierbij op te merken dat het zich altijd maar meer toespitsen op specifieke doelgroepen, het zogenaamse ‘narrowcasting’, ertoe leidt dat de zender nóg minder tijd besteedt aan ernstige informatieve programma’s. Het is niet omdat tv-zenders als paddestoelen uit de grond schieten dat er ook een breder programma-aanbod is. Het tegenovergestelde doet zich voor: er zijn steeds mindere genres waaruit de kijker een keuze kan maken. Wat België betreft, hebben we in eerder onderzoek aangetoond dat de openbare omroep op de komst van de commerciële concurrent reageerde door minder nieuwsuitzendingen te brengen, door ze van uren met hoge kijkdichtheid, de zgn ‘prime time’, naar minder populaire uren te verhuizen en door meer zendtijd te besteden aan soaps, kwissen en lichte amusementsprogramma’s (Hooghe 1998).
30 25 SOAP 20
MOVIE NEWS
15 10 1
2
3
4
5
6
7
8
Figuur 1:Aantal uren tv kijken per week , per score per factor, opgedeeld in 8 gelijke groepen (Scores op soap, film en nieuws opgedeeld in acht gelijke groepen, n= 159 tot 162)
Attitudinale effecten Alhoewel recent onderzoek de attitudinale effecten van het sociaal kapitaal herleidt tot slechts één enkel item, een vraag over veralgemeend vertrouwen, blijft het begrip vertrouwen hoogst problematisch (bv. Stolle 1999, Hardin 2001). Men zou natuurlijk kunnen stellen dat een maatschappij die hoog scoort op de factor sociaal kapitaal niet noodzakelijk een maatschapij moet zijn met een hoge graad van veralgemeend vertrouwen. Het zou kunnen dat het om een maatschappij gaat waar heel veel individuen te vertrouwen zijn. Wij weten niet goed hoe we de notie vertrouwenswaardig kunnen opnemen in een bevolkingssurvey. Daarom hebben wij er de voorkeur aan gegeven om de analyse uit te voeren aan de hand van reeds beproefde attitudeschalen waarin de items gebrek aan sociale integratie, burgerschapsattitudes en normen van wederkerigheid zijn opgenomen. Onze ambitie is niet te trachten het begrip sociaal kapitaal operationaliseerbaar te maken; wij willen een aantal attitudinale en gedragsvariabelen onderzoeken die dicht aansluiten bij het begrip sociaal kapitaal. Elk van deze variabelen is op zichzelf het bestuderen waard omdat er grote bezorgdheid heerst over de overlevingskansen van de democratische politieke cultuur in westerse maatschappijen. Eerst hebben we een schaal opgesteld die ons moest toelaten een utilitaristische opvatting over het individualisme op het spoor te komen, dat er de nadruk op legt dat ieder zo goed mogelijk zijn eigen belang moet verdedigen. In deze opvatting van het individualisme is er geen plaats voor solidariteit en samenwerking. Kenmerkende uitspraken zijn: ‘Je kan beter veel energie steken in je eigen carrière dan in het uitbouwen van goede contacten met andere mensen’. De meetresultaten van deze schaal staan dus haaks op wat wederkerigheid impliceert. Wederkerigheid is nu precies de kern van wat men aanduidt met het begrip sociaal kapitaal. Als we ervan mogen uitgaan dat het sociaal kapitaal individuen toelaat samen te werken en collectieve oplossingen te zoeken, dan is is het duidelijk dat een utilitaristische opvatting van het individualisme de samenwerking tussen de burgers zeker niet zal bevorderen. De toenemende populariteit van de utilitaristische opvatting over het individualisme is
9 zeker een van de oorzaken, of minstens een symptoon, van de terugval van sociaal kapitaal in de westerse maatschappijen (Bellah e.a. 1985, Elchardus en Heyvaert 1990). Als de televisie inderdaad verantwoordelijk is voor de vermeende negatieve invloed die het medium heeft op attitudes die wijzen op de aanwezigheid van sociaal kapitaal, dan mogen wij er ook van uitgaan dat wij een positief verband zullen vinden tussen de hoeveelheid tijd dat iemand naar de tv kijkt en zijn instemming met een utilitaristische opvatting over individualisme. In de eerste fase houden we nog geen rekening met de televisie-indicatoren maar proberen we de score op de schaal voor utilitaristisch individualisme te verklaren door andere achtergrond- en gedragsvariabelen (Tabel 6, Model 1). De regressie toont aan dat er een sterk negatief verband is tussen individualisme enerzijds en opleidingsniveau en lidmaatschap van verenigingen anderzijds, maar dat het verband met de factor leeftijd positief is. Mannen scoren op deze schaal systematisch hoger dan vrouwen. Met de gebruikte variabelen kunnen we reeds 24% variantie verklaren. Het percentage stijgt tot 27% als we ook de vijf televisie-variabelen invoeren (Model 2): alle televisieindicatoren blijken op een of andere manier gerelateerd te zijn aan de individualisme-schaal, alhoewel het verband niet altijd significant is. Er is maar weinig bewijsmateriaal te vinden dat op een verband wijst tussen televisie en de structurele componenten van sociaal kapitaal, maar er zijn wel sterke aanwijzingen in de richting van een verband met attitudinale componenten. De relatie met de televisieinidicatoren gaat in beide richtingen: er is een negatief verband met de film- en nieuwsfactor, en een positief verband met de tijd die iemand aan tv kijken spendeert en de voorkeur voor commerciële zenders. De relatie met de voorkeur voor commerciële zenders komt net boven de .05 drempel. Tabel 6: Televisie-indicatoren en Individualisme Model 1 Model 2 B (SE B) B (SE B) β β Geslacht -5.24 (1.11) -.13*** -5.10 (1.24) -.13*** Leeftijd .25 (.05) .18*** .22 (.06) .17*** Opleiding -1.45 (.25) -.22*** -.90 (.25) -.14*** Inkomen -.30 (.22) -.05 -.05 (.24) -.01 Woont met -.32 (1.46) -.01 .08 (1.61) .00 partner Kinderen .47 (.41) .04 -.09 (.46) -.01 Religieuze -2.61 (1.39) -.05 -3.24 (1.49) -.07* praktijk Verblijf .07 (1.61) .00 .27 (1.70) .00 woonplaats. Lidmaatschap -1.84 (.25) -.22*** -1.65 (.27) -.20*** Televisietijd --2.57 (.84) .10** Voorkeur voor --2.79 (1.43) .07 commerciële zenders Soapfactor --1.82 (.74) .09* Filmfactor ---2.00 (.68) -.10** Nieuwsfactor ---1.38 (.69) -.06* Cte 57.38 (4.14) 48.21 (4.99) adj. r2 .24 .27 Ordinary Least Squares regressie, ongestandaardiseerde en gestandaardiseerde regressie- coefficiënten ***=p<.001; **=p<.01; *=p<.05 Deze resultaten tonen aan dat we geen van de vijf televisie-indicatoren die we in onze analyse opgenomen hadden, kunnen weglaten: voor geen van alle staat het ontegensprekelijk vast dat er geen verband is met de factor individualisme. Het meest treffende verschil tussen Model 1 en Model 2 is dat de impact van de factor onderwijs zeer sterk terugloopt als we de televisievariabelen opnemen. Dat zou er kunnen op wijzen dat televisie functioneert als een intermediaire variabele: alhoewel het kenmerkend is dat respondenten met een lage scholingsgraad hoog scoren op individualisme zou dit
10 resultaat gedeeltelijk kunnen worden verklaard door het feit dat deze bevolkingsgroep meer tv kijkt, met een duidelijke voorkeur voor ontspanningsprogramma’s op de commerciële zenders. Dit patroon stemt overeen met het mainstreaming-concept dat binnen de communicatiewetenschappen ontwikkeld werd. Het concept vertrekt van de vooronderstelling dat de verscheidenheid aan attitudes die het resultaat is van verschillende achtergrondvariabelen zoals bv. onderwijs, afgezwakt wordt door de sterke, uniformiserende invloed van de televisie. ‘mainstreaming means that heavy viewing may absorb or override differences in perspectives and behavior which ordinarily stem from other factors and influences’ (Shanahan and Morgan 1999: 73). Die analyse suggereert dat het verband tussen kijkgedrag en –attitudes wel eens zou kunnen worden toegeschreven aan selectiemechanismes (Norris 2002), maar in onze analyse is dat duidelijk niet de enig mogelijke verklaring voor het gevonden verband.
Politieke integratie Auteurs die de positieve invloed van het televisienieuws benadrukken zouden kunnen argumenteren dat de voorgaande analyses naast de kwestie zijn. Het gaat hen er helemaal niet om of nieuwsuitzendingen of actualiteitsprogramma’s al dan niet een sterke invloed uitoefenen op basisattitudes als individualisme. Hun punt is dat zij verwachten dat het televisienieuws de kijkers kan mobiliseren voor de politiek (Norris en Sanders 2002). Norris (2000b: 232) stelt dat het kijken naar het televisienieuws en actualiteitsprogramma’s een rechtstreeks verband heeft ‘with strengthened political engagement.’ Daarom hernamen we de analyse nog eens, maar dit keer met de traditionele meetschaal die peilt naar gevoelens van politieke machteloosheid of helemaal niet mee te tellen in de politiek (Tabel 7). Tabel 7: Televisie-indicatoren en politieke machteloosheid Politieke machteloosheid B (SE B) β Geslacht 2.55 (1.17) .07* Leeftijd .16 (.05) .13** Opleiding -.29 (.24) -.05 Inkomen -.17 (.23) -.03 Woont samen .63 (1.53) .01 met partner Kinderen .29 (.44) .02 Religieuze -6.26 (1.40) -.15*** praktijk Verblijf -.18 (1.60) -.00 woonplaats Lidmaatschappe -1.14 (.25) -.16*** n Televisietijd .26 (.08) .12*** Commerciële 2.82 (1.35) .08* zenders Soapfactor -.53 (.69) -.03 Filmfactor .65 (.64) .04 Nieuwsfactor -2.44 (.66) -.13*** Cte 60.64 (4.67) adj. r2 .15 Ordinary Least Squares regressie, ongestandaardiseerde en gestandaardiseerde regressiecoefficiënten. ***=p<.001; **=p<.01; *=p<.05 De resultaten van deze analyse vertonen opnieuw hetzelfde patroon: terwijl de kijkduur en de voorkeur voor commerciële zenders positief gerelateerd zijn aan gevoelens van politieke machteloosheid, is er een negatieve correlatie met de nieuwsfactor. Het is interessant om de gegevens van deze analyse te vergelijken met een analyse die Pippa Norris (2000a: 289) gemaakt heeft van de
11 gegevens van de National Election Study 1998 in de Verenigde Staten. In zowel de Belgische als de Amerikaanse analyse is er duidelijk geen bewijs gevonden dat er een negatief verband zou zijn tussen het gebruik van de media als politieke informatiebron en de mate van politieke integratie. Eerder het tegenovergestelde is waar: alhoewel de resultaten niet altijd significant zijn is de relatie veeleer positief. Daaruit mag men echter niet besluiten dat televisie het maatschappelijk engagement en de politieke kennis echt doet toenemen. De research wijst uit dat wie naar het televisienieuws kijkt beter op de hoogte is van de politiek en daarom ook meer geneigd zal zijn om deel te nemen aan het politieke en sociale leven (Norris 2002). Henry Milner (2002) wijst er echter met nadruk op dat men geen vergelijking moet maken tussen wie wel en wie niet naar het tv nieuws kijkt. De uitkomst van zo’n vergelijking staat al bijna op voorhand vast: wie meer naar het nieuws kijkt, zal ook meer weten. Volgens Milner moet men een andere vergelijking maken, namelijk: tussen wie zijn informatie uit het tv-nieuws haalt en wie zijn informatie uit de krant haalt. Uit zijn analyse blijkt dat de kranten als informatiebron effectiever zijn dan de televisie (Milner 2002, 97-102). De benadering van Milner doet toch ernstige methodologische problemen rijzen. Zijn stelling is dat de televisienieuws er de schuld van is dat er minder kranten gelezen worden. Hiervoor is er echter nog geen enkel bewijs gevonden. Er zou integendeel een wederzijds versterkend effect kunnen optreden: wie vaak naar het tv-nieuws kijkt is waarschijnlijk sneller geneigd ook de krant te lezen. Bovendien gaat Milner niet in op de vraag of de informatie die via de kranten geboden wordt, wel voor iedereen toegankelijk is. Toonaangevende kranten gaan ervan uit dat hun lezers reeds zeer goed op de hoogte zijn van de politiek; het radio- en tv-nieuws daarentegen richten zich tot de doorsnee luisteraar of kijker. Nieuwsuitzendingen via radio en tv bereiken dus een veel breder publiek dan de belangrijkste kranten. Zo is het bijvoorbeeld zeer merkwaardig dat een recente internationale bevraging van 14-jarigen een duidelijk positief verband aantoont tussen de frequentie waarmee zij het nieuws volgen en de mate van waarschijnlijkheid dat zij later ook effectief hun stem zullen uitbrengen bij verkiezingen (Torney-Purta e.a. 2001,150). Men zou kunnen stellen dat de moeilijkheidsgraad van de informatie die toonaangevende kranten bieden, gewoon te hoog is voor 14-jarigen en dat zij daarom aangewezen zijn op het radio- en tv-nieuws. Dit impliceert dat, ook al zijn de elektronische media voor wat het overbrengen van informatie betreft inferieur ten opzichte van de gedrukte pers –zoals Milner beweert— radio en televisie toch nog een belangrijke rol kunnen spelen als informatiebron voor personen die geen toegang hebben tot de toonaangevende kranten.
Het ‘mean world’-syndroom In een laatste analyse trachten we na te gaan of het‘mean world’-syndroom een mogelijke verklaring kan bieden voor de vermeende negatieve effecten van de televisie. Met het ‘mean world’-syndroom wordt verwezen naar de hypothese dat tv kijken gevoelens van onveiligheid en wantrouwen versterkt: ‘television viewing cultivates a complex of outlooks which includes an exaggerated sense of victimization, gloom, apprehension, insecurity, anxiety and mistrust” (Shanahan and Morgan 1999: 55). Gerbner e.a. (1986) stellen dat tv-kijkers ervan overtuigd zijn dat zij in een onveilige en bedreigende wereld leven, omdat zij voortdurend overspoeld worden door berichten over en beelden van geweld en criminaliteit. Daardoor zal hun bereidheid afnemen om deel te nemen aan allerlei gemeenschappelijke activiteiten (Uslaner 1998). Om deze bewering te toetsen hebben we ook een schaal ingevoerd om gevoelens van onveiligheid en het zich bedreigd voelen te meten. Als we naar de regressieresultaten kijken, die in Tabel 8 weergegeven worden, dan vinden we daar geen ontegensprekelijk bewijs voor de ‘mean world’-hypothese: er is geen enkel verband tussen het volgen van het tv-nieuws of het kijken naar films (met inbegrip van misdaadseries) enerzijds, en gevoelens van onveiligheid anderzijds. Tot onze verbazing stelden wij echter vast dat soaps, waar weinig geweldscènes in voorkomen, zeer sterk geassocieerd worden met gevoelens van onveiligheid. Dat klopt met de bevindingen uit eerder onderzoek van Uslaner (1998) waaruit bleek dat vooral familieseries zeer sterk geassocieerd worden met onveiligheidsgevoelens. Uit deze resultaten zou men kunnen besluiten dat het verband tussen de inhoud van tv-programma’s en gevoelens van onveiligheid niet zo rechtlijnig is als Gerbner aanneemt. Het is duidelijk niet zo dat mensen die in dramaseries of nieuwsberichten met geweld geconfronteerd worden zich in het dagelijks leven ook onveilig gaan voelen. Uit het feit dat we weten dat je veel tijd moet hebben om naar soaps te kijken zouden we kunnen afleiden dat kijkers met een voorkeur voor dat genre veel tijd voor het scherm doorbrengen en
12 dus nog maar weinig voeling meer hebben met wat er zich afspeelt in de straten van hun stad. Daardoor kunnen allerlei speculaties over toenemende criminaliteit in hun eigen omgeving de kop opsteken. Deze stelling zou impliceren dat het effect dat de tv heeft geen sociaal leerproces is. Wij vinden geen bewijzen voor de bewering dat tv-kijkers de informatie die zij uit het televisienieuws halen zouden gaan generaliseren en toepassen op hun eigen leefomgeving. Het effect lijkt eerder te berusten op een isolatiemechanisme. Sommige kijkers brengen zoveel tijd door voor hun tv-toestel, dat ze meer en meer vervreemd geraken van het werkelijke sociale leven. Het gebrek aan reële waarnemingen gaat gepaard met allerhande wilde speculaties over hoe het gesteld is met het sociale leven in de eigen leefgemeenschap. Men zou natuurlijk ook tot juist het tegenovergestelde besluit kunnen komen: precies omdat mensen bang zijn in hun eigen buurt geconfronteerd te worden met crimineel gedrag geven zij er de voorkeur aan thuis naar soaps te zitten kijken..Maar zelfs als we de richting van de oorzakelijkheid omdraaien, dan nog dient de vastgestelde affiniteit tussen het kijken naar soaps en gevoelens van onveiligheid verklaard te worden. Gesteld dat mensen uit schrik voor het geweld in de steden liever thuis tv blijven kijken, dan zouden ze evengoed naar sportprogramma’s kunnen kijken, of naar nieuwsberichten of films. Uit de gegevens van Tabel 8 blijkt echter dat zij de voorkeur geven aan soaps en kwissen. Maar zelfs als we ervan uitgaan dat de causaliteit in die richting gaat, dan nog moeten wij een verklaring vinden waarom mensen met die bepaalde persoonlijkheidskenmerken precies naar dit soort lichte amusementsprogramma’s kijken. Als we de respondenten opsplitsen in een groep die bij voorkeur naar de openbare omroep kijkt en een groep die liever afstemt op de commerciële zender, dan krijgen we bevestiging van onze veronderstelling dat de relatie tussen programma-inhoud en gevoelens van onveiligheid niet zo simpel is als wel eens wordt aangenomen. De laatste jaren krijgen de Belgische zenders het verwijt dat zij gevoelens van onzekerheid aanwakkeren door in hun nieuwsuitzendingen zeer veel aandacht te schenken aan nieuws over misdaad en geweldpleging. Nochtans is er zelfs bij het publiek van de commerciële zenders geen significant verband tussen het volgen van nieuwsberichten en gevoelens van onzekerheid. Het is misschien wel mogelijk dat de relatie iets meer uitgesproken is bij het publiek van de commmerciële zenders dan bij het publiek van de openbare omroep, maar in elk geval zijn de nieuwsberichten hiervan niet de voornaamste oorzaak. Het grootste deel van het onderzoek over het verband tussen televisie en politieke attitudes spitst zich bijna uitsluitend toe op de nieuwsberichten en actualiteitsprogramma’s. De resultaten van onze bevraging tonen nochtans aan dat het een betere aanpak zou zijn indien men rekening zou houden met de volledige programma-inhoud van een zender, met inbegrip van de amusementsprogramma’s –en misschien moeten die wel op de eerste plaats onder de loep genomen worden. Patterson (1999: 193) beweerde reeds dat onderzoek naar televisie-effecten niet beperkt mocht worden tot de nieuwsuitzendingen: ‘television’s corrosive and very strong role is indirect rather than direct. Television promotes voter apathy among the masses not in its direct political newscasts but in the way it socializes those who watch it frequently – whatever it is they watch – into a state of generalized distrust’. Uit onze analyse blijkt dat soaps het sterkst gerelateerd zijn aan onveiligheidsgevoelens. Deze vaststelling geldt zowel voor het kijkpubliek van de openbare als van de commerciële zenders. Wat nu precies de relatie is tussen enerzijds soaps, kwisprogramma’s en komedieseries (drie genres waar heel weinig geweld in voorkomt) en anderzijds gevoelens van onveiligheid, moet nog grondiger worden onderzocht. Het is nochtans nu al duidelijk dat onze gegevens zeker geen steun bieden aan de bewering van Patterson over de rol van de mediaberichtgeving in verband met criminaliteit: ‘There can be no doubt that the greatly increased level of insecurity over crime and violence among Americans has its source in the unrelenting focus of the media on them” (Patterson 1999: 194)’.
13
Tabel 8: Televisie-indicatoren, gevoelens van onveiligheid in het dagelijkse leven en etnocentrisme Onveiligheidsgevoel in dagelijks leven Alle respondenten Openbare omroep B (SE B) β β 3.22 (1.08) .09** .11* .22 (.05) .19*** .20** -.21 (.22) -.04 -.08 -.48 (.21) -.08* -.06 met 1.35 (1.40) .03 .07
Commerciële zenders β .08 .18** .01 -.10* .00
Etnocentri sme β -.05 .09 -.10* .00 .10**
Geslacht Leeftijd Opleiding Inkomen Woont partner Kinderen -.63 (.40) -.05 .00 -.10* -.05 Religieuze 1.78 (1.31) .04 .08 .01 -.03 praktijk Verblijf in -.76 (1.48) -.02 .01 -.05 -.07* woonplaats Lidmaatschap -.99 (.23) -.14*** -.19*** -.11* -.17*** Televisietijd .03 (.04) .02 -.04 .10* .15*** Commerciële 5.56 (1.25) .16*** --------------.17*** zender Soapfactor 2.76 (.64) .16*** .17** .15** .00 Filmfactor -.17 (.59) -.01 .03 -.05 -.10** Nieuwfactor .61 (.60) .03 .00 .07 .02 Cte 57.77 (4.34) adj. R2 .25 .18 .17 .20 Ordinary Least Squares regressie, ongestandaardiseerde en gestandaardiseerde regressiecoefficiënten. ***=p<.001; **=p<.01; *=p<.05 Als we ook etnocentrisme als afhankelijke variabele invoeren geven de waargenomen effecten nog meer reden tot bezorgdheid (de laatste rij van Tabel 8 geeft het resultaat voor alle respondenten). Zowel de televisietijd als de voorkeur voor de commerciële zenders tonen opnieuw een significant en positief verband met etnocentrisme, zelfs als we verschillende achtergrondvariabelen als controlevariabelen ingevoerd hebben. De vaststelling dat de voorkeur voor commerciële zenders positief gerelateerd is zowel aan gevoelens van onveiligheid als aan etnocentrisme geeft in de Belgische context aanleiding tot bezorgdheid, omdat we weten dat er een sterk verband is tussen deze twee variabelen en de voorkeur voor een extreem-rechtse partij in Vlaanderen (Walgrave, De Swert en Dandoy 2002).
Besluit De analyses die we in dit artikel besproken hebben tonen aan dat we het oorzakelijkheidsorganisme dat verantwoordelijk zou kunnen zijn voor het verband tussen televisiekijken en de vermeende afbouw van de sociale cohesie en het sociaal kapitaal, nog niet voldoende kennen. Misschien moeten we de redenering wel omkeren: het zou kunnen dat onze bevindingen de oorzakelijkheidspuzzel alleen maar ingewikkelder maken. Vooreerst vinden we weinig of geen bewijs voor een tijdverdringenseffect: in tegenstelling tot wat sommige critici beweren lijkt matig tv kijken niet negatief gerelateerd te zijn aan participatieniveaus. Vervolgens stellen we wel degelijk een consistent negatief verband vast tussen de hoeveelheid tijd die iemand voor zijn tv-toestel doorbrengt en burgerschapsattitudes.: de televisie blijkt een sterker effect te hebben op de attitudinale dan op de structurele componenten van sociaal kapitaal. Het is duidelijk dat televisie niet als een unidimensioneel fenomeen mag worden beschouwd, maar dat men met ten minste drie dimensies rekening moet houden. Een eerste belangrijke vaststelling is dat, alhoewel de tijd die iemand aan tv kijken besteedt geen vermindering van het participatieniveau
14 met zich meebrengt, er toch een negatief effect is op de attitudinale componenten van sociaal kapitaal. Vervolgens is het, zoals Norris (2000b, 2002) aangetoond heeft, ook belangrijk te weten naar welk genre programma’s mensen kijken. De specifieke factoren die wij voor ons onderzoek gebruikt hebben mogen dan misschien typisch zijn voor de Belgische situatie, maar wij kunnen toch onze bevinding veralgemenen dat het uitsluitend kijken naar zuivere amusementsprogramma’s de burgerschapsattitudes uithollen. Nieuwsuitzendingen daarentegen vertonen een positief verband, vooral met politieke attitudes. Wij zijn er nog lang niet uit of de positieve effecten die de nieuwsuitzendingen hebben erin slagen de negatieve effecten van de lichte amusementsprogramma’s volledig te compenseren. Een derde element waar tot nog toe niet systematisch aandacht werd aan geschonken, is de zendervoorkeur van de kijker. Eerder onderzoek heeft reeds aangetoond dat minstens sommige attitudinale scores voor burgerzin lager liggen bij het kijkpubliek van de commerciële zenders. In een poging om een sterke en duurzame band met het publiek te ontwikkelen hebben verschillende commerciële zenders zich veel moeite getroost om de kijkers het gevoel te geven dat zij naar hun zender zitten te kijken, dat zij zich met de zender identificeren. Er werd actie gevoerd op verschillende terreinen tegelijkertijd: de kijkers kregen hun eigen tv-blad, stickers op de bumper van de auto vertellen aan welke zender de familie de voorkeur geeft, websites en chatrooms zorgen ervoor dat de kijker zich nooit alleen hoeft te voelen, en er zijn zelfs speciale café’s die aan één bepaald programma of aan één bepaalde zender gewijd zijn. Misschien is het wel een typisch Belgisch fenomeen dat er zelfs bier op de markt gebracht werd dat de naam van een soapserie meekreeg (‘Wittekerke’). Minstens in een paar gevallen heeft deze actie haar doel bereikt: er is een specifieke subcultuur ontstaan die draait rond een aantal tv-programma’s. Het zou natuurlijk absurd zijn om de commerciële zenders als de belangrijkste oorzaak te zien van de groeiende cynische ingesteldheid ten overstaan van de maatschappij, en in het bijzonder van de politiek. Vóór 1989 waren er in België geen commerciële zenders. Toch tonen surveys uit de periode van vóór 1989 aan dat gevoelens van individualisme en politieke machteloosheid toen al even sterk verspreid waren als nu. Wij kunnen er nochtans vanuit gaan dat commerciële zenders minstens niet alleen identificatie met de zender bewust in de hand werken, maar evenzeer identificatie met de waardepatronen die impliciet in de programma’s vervat liggen. Onze analyse biedt geen steun aan een eenvoudig ‘stimulus-respons’- model. Het is niet omdat er in de nieuwsberichten criminaliteit en geweld getoond wordt dat kijkers zich onveilig gaan voelen in de straten van hun woonplaats. De resultaten van ons onderzoek suggereren eerder dat commerciële zenders door hun aanbod van lichte amusementsprogramma’s en kinderachtige formules een cultuur van cynisme met betrekking tot de politiek, en gevoelens van onveiligheid en eenzaamheid mee helpen bevestigen en in stand houden. Het is belangrijk in te zien dat de drie dimensies van kijkgedrag een autonoom effect hebben: de effecten van televisietijd, programma-inhoud en zendervoorkeur gaan niet noodzakelijk in dezelfde richting. Onze analyse geeft steun aan de bewering van Norris: het is niet alleen belangrijk na te gaan hoeveel tijd mensen naar de tv kijken, men moet evenzeer rekening houden met de programmainhoud.Wij kunnen zelfs een stapje verder gaan: we moeten ook nagaan wat hun zendervoorkeur is. Dit betekent echter niet dat de effecten van tv kijken op zich wegvallen. Het feit dat er geen correlatie gevonden is tussen nieuwsuitzendingen bekijken en totale televisietijd is tekenend voor het feit dat de berichtgeving tegenwoordig meer en meer gemarginaliseerd kijkgedrag is. Het feit dat er in de westerse samenlevingen meer een meer naar de tv gekeken wordt betekent niet dat er ok meer naar het nieuws gekeken wordt, maar dat er steeds meer commerciële zenders bijkomen, die meer amusementsprogramma’s bieden. Onze analyse suggereert ook dat uitdrukkelijker rekening zou moeten worden gehouden met de invloed van de openbare omroep. Wij vinden geen bewijzen dat de openbare omroep burgerschapsattitudes vesterkt, maar in elk geval stellen wij een corrigerend effect vast. In dat opzicht zou een sterke openbare omroep wel eens een cruciaal beleidsinstrument kunnen zijn om de sociale cohesie in de westerse maatschappijen te behouden en te verstevigen.
15
Literatuur BELLAH, Robert e.a. (1985), Habits of the Heart. Berkeley, University of California Press. BENNETT, Stephen e.a. (1999), ’”Video malaise” revisited. Public trust in the media and government.’ in Harvard International Journal of Press/Politics 4(4), p.8-23. BLUMLER, Jay, Michael GUREVITCH. (1995), The Crisis of Public Communication. London, Routledge. BOK, Derek. (2001), The Trouble With Government. Cambridge, Harvard University Press. CAMPBELL, David, Steven YONISH,Robert PUTNAM (1999), ‘Tuning In, Tuning Out Revisited’. Paper voorgebracht tijdens de 95th Annual Meeting of the American Political Science Association, Atlanta, 2-5 September 1999. CAPPELLA, Joseph, Kathleen H. JAMIESON (1997), Spiral of Cynicism. The Press and the Public Good. New York, Oxford University Press. DETH, Jan van (2000), ‘Interesting but Irrelevant: Social Capital and the Saliency of Politics in Western Europe’ in European Journal of Political Research 37(1), p.115-147. ELCHARDUS, Mark, Peter HEYVAERT (1990), Soepel, flexibel en ongebonden. Brussel, VUB Press. ELCHARDUS, Mark, Marc HOOGHE, Wendy SMITS (1998), Technisch Verslag bij de survey TOR98. Brussel, VUB Press. ELCHARDUS, Mark, Luc HUYSE; Marc HOOGHE (red.).(2001), Het maatschappelijk middenveld in Vlaanderen. Brussel, VUB Press. GERBNER, George e.a. (1986), ‘Living with Television: The Dynamics of the Cultivation Process’ in Bryant JENNINGS, Dolf ZILLMAN (eds.), Perspectives on Media Effects. Hillsdale, Erlbaum, p 17-40. GRABER, Doris (2001), Processing Politics. Learning from Television in the Internet Age. Chicago, University of Chicago Press. HARDIN, Russell (2001), ‘Conceptions and Explanations of Trust’ in Karen COOK (ed.), Trust in Society. New York, Russell Sage, p. 3-39. HOLMBERG, Sören (1999), ‘Down and Down we Go: Political Trust in Sweden’ in Pippa NORRIS (ed.), Critical Citizens. Oxford, Oxford University Press, p. 103-122. HOLTZ-BACHA, Christina (1990), ‘Videomalaise revisited. Media exposure and political alienation in West Germany’” in European Journal of Communication 5(1), p. 73-85. HOLTZ-BACHA, Christina, Pippa NORRIS (2001), ’”To Entertain, Inform and Educate”. Still the Role of Public Television in the 1990s?’ in Political Communication 18(2), p. 123-140. HOOGHE, Marc (1998), ‘De abdicatie van de openbare omroep: van politiek tot commercie’ in Ons Erfdeel, 41(5), p. 643-654. HOOGHE, Marc (2000), ‘Variaties in het kijkgedrag op weekbasis’ in Communicatie 29(2 ), p. 43-50. HOOGHE, Marc (2001) ‘”Not for Our Kind of People”. The sour grapes phenomenon as a causal mechanism for political passivity’ in Paul DEKKER, Eric USLANER (eds.), Social Capital, Democracy and Everyday Life. London, Routledge,p. 162-175 HOOGHE, Marc, Dietlind STOLLE (2002), Competing Approaches in the Study of Social Capital. Paper presented at the Sociaal-Wetenschappelijke Studiedagen, Amsterdam, 30-31 Mei 2002. KNULST, Wim, Gerbert KRAAYKAMP (1997), ‘The Decline of Reading. Leisure reading trends in The Netherlands (1955-1995)’ in Netherlands Journal of Social Sciences 33(2), p 30-150. MILNER, Henry (2002), Civic Literacy. How Informed Citizens Make Democracy Work. Hanover, University Press of New England. MODLESKI, Tania (1982),. Loving with a Vengeance. Mass-Produced Fantasies for Women. London, Methuen. MOY, Patricia, Dietram SCHEUFELE (2000), ‘Media effects on political and social trust’ in Journalism and Mass Communication Quarterly, 77(4), p. 744-759. NEWTON, Ken (1999), ‘Mass Media Effects: Mobilization or Video Malaise?’ in British Journal of Political Science 29(4), p. 577-599. NORRIS, Pippa (1996), ‘Does Television Erode Social Capital? A Reply to Putnam’ in Political Science and Politics, 29(3) p. 474-480.
16 NORRIS, Pippa (2000a), A Virtuous Circle. Political Communications in Postindustrial Societies. Cambridge, Cambridge University Press. NORRIS, Pippa. (2000b), ‘The Impact of Television on Civic Malaise’ in Susan PHARR, Robert PUTNAM (eds.), Disaffected Democracies. Princeton, Princeton University Press, p. 231-251. NORRIS, Pippa (2002), Tuned Out Voters? Media Impact on Campaign Learning. Paper voorgebracht tijdens de Politeia Conferentie, Brussel, 3 May 2002. NORRIS, Pippa, David SANDERS (2002), Knows Little, Learns Less? An Experimental Study of the Impact of the Media on Learning during the 2001 British General Election. Paper voorgesteld tijdens de ECPR Joint Sessions, Turijn, 22-27 Maart 2002. PATTERSON, Orlando (1999), ‘Liberty against the Democratic State’, in Mark WARREN (ed.), Democracy and Trust. Cambridge, Cambridge University Press, p. 151-207 PATTERSON, Thomas (1993), Out of Order. New York, Vintage Books. POSTMAN, Neil (1985), Amusing Ourselves to Death. London, Methuen. PUTNAM, Robert (2000), Bowling Alone. The Collapse and Revival of American Community. New York, Simon and Schuster. RAY, Marcella R. (1999), ‘Technological Change and Associational Life’, in Theda SKOCPOL, Morris FIORINA (eds.), Civic Engagement in American Democracy. Brookings Institution, Washington D.C./Russell Sage Foundation, New York,. p. 297-330. SHAH, Dhavan (1998), ‘Civic engagement, interpersonal trust, and television use: An individual-level assessment of social capital’ in Political Psychology 19(3), p. 469-496. SHANAHAN, James (1998), ‘Television and Authoritarianism: Exploring the concept of mainstreaming’ in Political Communication 15(4), p. 483-495. SHANAHAN, James, Michael MORGAN (1999), Television and its Viewers. Cultivation Theory and Research.. Cambridge, Cambridge University Press. STOLLE, Dietlind (1999), ‘Het onderzoek naar sociaal kapitaal’ in Tijdschrift voor Sociologie, 20(3-4), p. 247-281. STOLLE, Dietlind (2000), A Research Agenda for Social Capital. Paper voorgesteld tijdens de ECPR Joint Sessions, Kopenhagen, April 2000. TORNEY-PURTA, Judith e.a. (2001), Citizenship and Education in Twenty-Eight Countries. Civic Knowledge at Age Fourteen. Amsterdam, IEA. TRACEY, Michael (1998), The Decline and Fall of Public Service Broadcasting. Oxford, Oxford University Press. USLANER, Eric (1998), ‘Social capital, television, and the "Mean world": Trust, optimism, and civic participation’ in Political Psychology 19(3), p. 441-467. VERBA, Sidney, Henry BRADY, Kay L. SCHLOZMAN (1995), Voice and Equality. Cambridge, Harvard University Press. WALGRAVE, Stefaan, Knut DE SWERT, Régis DANDOY(2002), The Making of the (issues of the) Vlaams Blok. Paper voorgesteld tijdens de ECPR Joint Sessions, Turijn, 22-27 maart 2002. WILKINS, Karen (2000), ‘The role of media in public disengagement from political life’ in Journal of Broadcasting and Electronic Media 44(4), p. 569-580.
17
1
. Deze bijdrage is in belangrijke mate gebaseerd op mijn artikel ‘Watching Television and Civic Engagement. Disentangling the Effects of Time, Programs and Stations’ in Harvard International Journal of Press/Politics, 7(2), 2002, p. 84-104. Vertaling door Marie-Jeanne Bellen. 2 .. Er zijn redenen om aan te nemen dat , indien men in landen waar het publiek van de openbare omroep weing talrijk is, een onderscheid zou maken tussen gewoontekijkers en selectieve kijkers, men tot gelijkaardige resultaten zou komen (Campbell, Yonish, Putnam 1999). Omdat de kostprijs van reclamespots bepaald wordt door de kijkdichtheid hebben commerciële zenders er alle belang bij het routinekijken te bevorderen. De openbare omroepen zijn niet gevoelig voor deze stimulans.. 3 . Deze vragen werden niet na elkaar gesteld, om beïnvloeding te vermijden; zij kwamen elk in een verschillende module voor, respectievelijk over mediagebruik en over participiatie. Wat het aspect televisie betrof, peilden wij naar het kijk gedrag op een ‘normale’ weekdag, op een zaterdag en op een zondag. Met betrekking tot het aspect verenigingsleven stelden wij de vraag in te schatten hoeveel tijd per week naar deelname aan de activiteiten van de vereniging gaat. Indien dat moeilijk te zeggen viel, vroegen wij de tijd per maand in te schatten.. Details van deze bevraging worden vermeld in Hooghe (2000). 4 . Op het eerste gezicht staat de bevinding dat respondenten die met hun partner samenwonen minder participeren, haaks op de bewering dat gehuwde paren sterker betrokken zijn bij het maatschappelijke leven. Als we echter de participatietijd bekijken, dan merken we dat jonge, ongehuwde respondenten geneigd zijn heel wat tijd te spenderen aan het verenigingsleven, veel meer dan personen die met het echtgenoot of partner samenwonen. De hoeveelheid tijd die besteed wordt aan het verenigingsleven is weliswaar lager voor gescheiden respondenten of weduwen/weduwnaars, maar de terugval van het participatieniveau doet geen afbreuk aan het geheel van de relatie.Een mogelijke verklaring voor het verschil tussen de Amerikaanse en de Belgische gegevens is dat het aantal scheidingen in België veel lager ligt, zodat het aandeel van de gescheiden alleenstaanden in het totaal aantal respondenten ook lager ligt dan bij de Amerikaanse surveys. 5 . Mogelijke antwoorden waren: nooit, zelden, soms, dikwijls, heel dikwijls. 6 . Tot op zekere hoogte kan dit genderpatroon ook verklaren waarom sport, die in sommige studies ook tot de lichte amusementsprogramma’s gerekend wordt, niet onder deze factor opgenomen werd. In België zijn het meestal voetbal- en wielerwedstrijden die uitgezonden worden en een overwegend mannelijk publiek aantrekken. 7 .Ten tijde van deze bevraging bijvoorbeeld werd de Britse reeks ‘Inspector Morse’ uitgezonden. Morse is een Engelse hoofdinspecteur van de politie, die in Oxford woont en een Wagner-fan is. De reeks genoot enorm veel bijval. In de verschillende afleveringen wordt heel wat gediscussieerd en afgepraat, maar er komt nauwelijks geweld in voor. 8 . Het verschil tussen de Belgische en de Amerikaanse analyse is hier wel heel treffend. Een Amerikaanse studie neemt maar twee factoren op in verband met programma-inhoud: ontspanning en nieuws (Norris 2002, 7). Het verschil zou erin kunnen liggen dat de Belgische vragenlijst veel uitgebreider was wat programma’s betreft. Het zou echter ook kunnen dat er een werkelijk verschil tot uiting komt tussen de Belgische en de Amerikaanse programma-inhoud en dat de Belgische tv veel meer moeilijker toegankelijke programma’s brengt (de ‘filmfactor’). 9 . Het begrip ‘marktaandeel’ werd hier operationeel gemaakt als zijnde het aantal respondenten die een duidelijke voorkeur uitdrukken voor een van de zenders. Als het marktaandeel bekeken wordt vanuit het oogpunt van de totale televisietijd, dan valt de vergelijking in het voordeel uit van de commerciële zenders omdat hun kijkers in het algemeen meer voor hun tv-toestel doorbrengen dan het kijkpubliek van de openbare omroep. 10 . Als we dit model toepassen met de tijd die aan het verenigingsleven besteed wordt als afhankelijke variabele, levert dit geen nieuwe resultaten op:geen enkele van de televisie-indicatoren blijkt significant gerelateerd te zijn aan het lidmaatschap van verenigingen. 11 . Er kan opgemerkt worden dat de National Election Studies een veel vollediger meting bieden van het kijkgedrag in verband met het nieuws dan in verband met ontspanningsprogramma’s. Onder de zeer breed gestelde vraag: ‘Hoe vaak hebt u de afgelopen week naar het tv-nieuws op de nationale zender gekeken’ valt al minstens de helft van alle informatie via de tv (wij gaan er hier vanuit dat
18
informatiezoekers gemiddeld een nieuwsuitzending en een actualiteitsprogramma per dag zien). De vragen over ontspanningsprogramma’s zijn echter veel enger gericht: de lijst bevat maar vijf ontspanningsprogramma’s uit een televisieaanbod van een paar honderd van dergelijke programma’s. Met een groot aantal kijkers die wel de voorkeur geven aan amusementsprogramma’s, maar om een of andere reden nog nooit naar Jeopardy of Wheel of Fortune gekeken hebben, werd dus geen rekening gehouden in deze survey. Men moet daarom rekening houden met het feit dat de NES de invloed van het kijken naar amusementsprogramma’s wel eens zou kunnen onderschatten in vergelijking met het kijken naar nieuwsprogramma’s.
