11
Fahrenberg, J. & Selg, H. (1973). Das Freiburger Persön- lichkeitsinventar FPIGöttingen: HogrefeFahrenberg, J., Hampel, R. & Selg, H. (1984). Das Frei- hurger Persönlichkeitsinventar FPI Göttingen: Ho- grefe (4. Auflage). Fischer , M. & Wiedl, K.-H. (1973). Variationsmotivation Psychologische Beiträge, 65, 478-521. Franks , C. M. & Lindahl (1963). Extraversion and Rate of Fluctuation of the Necker Cube Perceptual and Motor Skills , 16, 131-137. Furnham , A. (1984). Extraversion , Sensation seeking, Sti- mulus screening and TypeA behavior pattern: the re- lationship between various measures of arousal Per- sonality and Individuell Dijferences, 2, 133-140. Gale, A. (1973). The psychophysiology of individual differences. Studies of extraversion and the EEG In P. Kline (Ed.), New Approaches in Psychological Meas- urement (S211 - 256). London: WileyGale, A. (1980). Electroencephalographic correlates ofex- traversion-introversionXXII International Congress of Psychology, 311, Leipzig: Abstract Guide. Giambra , L. M., Quilter, R. E. & Phillips, P. B. (1988). The relationship of age and extraversion to arousal and Performance on a sustained attention task: a cross-sectional investigation using the Mackworth Clock-Test Personality and Individual Dijferences , 9, 225-230 Gilliland , K. (1977). The interactive effect of introver- sion/extraversion with caffein induced arousal on verbal PerformanceDissertation Abstracts International , 37, 58 , 55B. Gray, J. A. (1973). Causaltheories of personality and how to test themIn J. R. Royce (Ed.), Mullivariate analy- sis andpsychological theory, (pp. 409-462). New York: Academic PressGuilford , J. P. (1975). Factors and factors of personalityPsychological Bulletin, 82, 802-814. Haier, R. J. (1984). Sensation seeking and augmenting- reducing: Does a nerve have a nerve? Behavioral and Brain Sciences , 7, 441. 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Ulrike Ullwer , F straße 47-51 ,6900 Heidelberg 1 arousal: a study of two dimensions of extraversi onPersonality and Individual Differences, 8. 9-16. O ' Gorman , J. G. & Lloyd, J. E. M. (1987). Extraversion , impulsiveness, and EEG alpha activity. Personalit y and Individual Differences, 8, 169-174. Revelle , W., Humphreys, M. S., Simon, L. & Gilliland , K (1980). The interactive effect of personality , time of the day and caffeine: A test of the arousal mod el. Journal ofExperimental PsychologyGeneral 109. 1-31 Rim, Y. (1987)A comparative stuy of two taxonomies of coping stylesPersonality and Individual Differences , 8, 521-526Rocklin , C. & Revelle, W. (1981). The measurement of extraversion: A comparision of the Eysenck Personali- ty Inventory and the Eysenck Personality Question- naire. British Journal of Social Psychology, 20, 279- 284. Roger, D. & Jamieson , J. (1988). Individual differences in delayed heart-rate recovery following stress: the role of extraversion , neuroticism and emotional control Per- sonality and Individual Differences, 9, 721-726. Routtenberg, G. A. (1968). The two-arousal hypothesis: Reticular formation and limbic systemPsychological Review , 75,51-80. Saunders , D. R. (1956). Moderator variables in predic- tion. Educational Psychological Measurement , 16, 209-222Schneewind , K., Schröder, G. & Cattell , R. B. (1983). Der 16 Persönlichkeits-Faktoren-Test . Testmanual Bern usw.: HuberShrout , P. E. & Fleiss, J. L. (1979). Introclass correla- tions: Using in assessing rater reliabilityPsychological Bulletin , 86,420-428. Smith, B. D, Rypma, C. B. & Wilson, R. J. (1981)Dis- habituation and spontaneous recovery of the electro- dermal orienting response: Effects of extraversion , im- pulsivity, sociability, and caffeine. Journal of Research in Personality, 15, 233-240. Stelmack , R. M. (1981). The psychophysiology of Extra- version and NeuroticismIn H. J. Eysenck (Ed), A Modelfor Personality (pp36-64). Berlin: Springer. Thayer, R. E. (1978). Towards a theory of multidimen- sional activation (arousal)Motivation and Emotion , 2, 1-33Thompson, W. B. & Mueller, J. H. (1984)Extraversion and sleep: a psychophysiological study of the arousal hypothesisPersonality and Individual Dijferences, 5, 345-353Vossel , G. & Safian, P. (1985). Dimensionen der Impulsi- vität. In DAlbert (Hrsg.), Bericht über den 34 Kongreß der Deutschen Gesellschaft für Psychologie in Wien 1984Vol. 1 (S. 337-338). Göttingen: HogrefeWillett, R. A(1960). Measures of learning and condi- tioning. In HJ. Eysenck (Ed.), Experiments in person- ality, Vol II: Psychodiagnostics and psychodynamics (pp. 157-192). London: Routledge & Kegan PaulZuber , I. & Ekehammar, B. (1988). Personality, time of day and visual pereeption; preferences and selective attention. Personality and Individual Differences , 9, 345- 352. ' sychologisches Institut der Universität Heidelber g, Haupt 148 Zeitschrift für Differentielle und Diagnostische Psychologie, 11, 1990, Heft 3, S. 149-166 Zur (mangelnden) Konstruktvalidität von Konsistenz- Selbsteinschätzungen Manfred Schmitt Universität Trier Zusammenfassung: Zur Überwindung von Defiziten bis- heriger Konsistenz-Selbsteinschätzungen wurde ein Kon- sistenzfragebogen entwickelt, der aus drei mäßig korre- lierten, homogenen Teilskalen besteht: Konsistenzzentra- lität (eigenständige Einstellungen bilden und diesen gemäß handeln), Meinungsstabil ität (eigene Einstellun- gen über die Zeit hinweg beibehalten), Robustheit gegen Situationseinflüsse (die eigene Einstellung trotz widriger Umstände in die Tat umsetzen). Die Konstruktvalidität dieser drei Teilskalen (Alpha > .80) wurde an der fakti- schen (inter- und intraindividuell best immten) Konsi- stenz von Variablen aus zwei Korrelat ionsstudien über soziale Verantwortlichkeit geprüft (N l = 673, N2 = 340). Keiner der drei Faktoren des Konsistenz-Selbstbildes er- wies sich als valide. Konsistenzzentralität mode rie rte z. B. nicht den Zusammenhang zwischen prosoz ialen Einstel- lungen und prosozialem Verhalten. Auch bestand z.B. kein Zusammenhang zwischen Meinungsstabilität und der tatsächlichen Stabilität von Einstellungen und per- sönlichen Normen über 9 und 18 Monate. Schließlich moderierte die Robustheit gegenüber Situationse in flüssen nicht den Einfluß antizipierter Kosten auf das Ausmaß geleisteter Hilfe. Diese Ergebnisse sind relativ ß sicher. Abstract: A new questionnaire was developed to over- come shortcomings of previous measures o f self-reported consistency in personality. The questionna ire consists of three moderately correlated, homogeneous (alpha > .80) scales: (a) centrality of consistency (behaving in aecord- ance with one ' s own attitudes), (b) stability of one ' s atti- tudes, and (c) robustness against situational effects (ad- hering to one's attitudes even in unfavorable settings). The construet validity of these self-report scales was test- ed against actual consistencies in two corre lational stud- ies of social responsibility (study 1, N = 807; study 2, N = 340). Actual consistencies were assessed both be- tween as well as within individuals. Analyses yielded no evidence to Support the validity of any of the self-report consistency scales. Centrality did not mo derate the corre- lation between, e.g., prosocial attitudes and prosocial be- havior. Self-reported stability was not significantly corre- lated with actual stability of, e. g., attitudes and personal norms over 9 and 18 months. Finally, ro bustness did not moderate the effect of antieipated costs of helping on the amount of help given. These results are relat ively ß-save. Das in der Differentiellen Psychologie und ihren Anwendungen so beliebte allgemeine Eigen- schaftsmodell eignet sich für differenzierte Per sönlichkeitsbeschreibungen und präzise Ver hal- tensprognosen nur unter der Voraussetzung, daß individuelle Unterschiede über verschiedene Manifestationen einer Eigenschaft verhältnis- mäßig gleich bleiben. Hingegen entbehren Dis- Autorenhinweis. Diese Arbeit entstand im Rahmen des Forschungsprojektes Entwicklung interpersonaler Verant- wortlichkeit und interpersonaler Schuld, das von der Stif- tung Volkswagenwerk finanziell unterstützt wurde. Die theoretischen und inhaltlichen Grundlagen, auf denen aufgebaut wird, sowie die verwendeten Me ßinstrumente und Daten sind gemeinschaftliche Erzeugn isse unserer Arbeitsgruppe. Allen, die zu dieser Arbeit hilfreich beige- tragen haben, möchte ich danken, insbesondere Herrn Prof. Dr. Leo Montada und Frau Dr. Claudia Dalbert. Korrespondenz und Sonderdruck-Anforderungen bit- te richten an: Manfred Schmitt, Fachbereich I Psycho- logie, Universität Trier, Postfach 38 25, D-5500 Trier. positionskonstrukte einer sachlichen Grundla- ge, wenn sich Unterschiede zwischen Personen hinsichtlich der fraglichen Verhaltensweisen über verschiedene Situationen, verschiedene Verhaltensformen oder Zeitpunkte ändern. Ausgelöst durch Mischeis (1968) Monogra- phie Personality and Assessment wur de diese Voraussetzung des Trait-Ansatzes während der letzten 20 Jahre in verschiedenen Bereichen der Differentiellen Psychologie kontrovers disku- tiert. Von den zahlreichen theoretischen, metho- dischen und empirischen Stellungnahmen, die Mischeis Arbeit provozierte, dürften jene theo- retisch am fruchtbarsten sein, die eine Differen- zierung der Konsistenzannahme emp fehlen, also eine Einschränkung des Generalisierbar keitsan- spruchs auf Unterklassen von Personen, Situa- tionen, Zeiträumen, Verhaltensformen, Eigen- schaften oder Kombinationen hiervon (z. BMonson, Hesley & Chernick, 1982; Amelang, Kobelt & Frasch, 1985; Asendorpf, 1988). 149

Zur (mangelnden) Konstruktvalidität von Konsistenz-psydok.psycharchives.de/jspui/bitstream/20.500.11780/869/...Der vermutlich bekannteste Versuch, die Lei-stungsfähigkeit einer Differenzierung

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Fahrenberg, J. & Selg, H. (1973). Das Freiburger Persön-lichkeitsinventar FPI

. Göttingen: Hogrefe.

Fahrenberg, J., Hampel, R. & Selg, H. (1984). Das Frei-hurger Persönlichkeitsinventar FPI

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of Fluctuation of the Necker Cube. Perceptual and

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, Sensation seeking,Sti-

mulus screening and Type. A behavior pattern: the re-lationship between various measures of arousal

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extraversion: A comparision of the Eysenck Personali-

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habituation and spontaneous recovery of the electro-

dermal orienting response: Effects ofextraversion,im-

pulsivity, sociability, and caffeine. Journal ofResearchin Personality, 15, 233-240.

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time ofday and visual pereeption; preferences and selective at-tention. Personality and Individual Differences

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'sychologisches Institut der Universität Heidelberg, Haupt

148

Zeitschrift für Differentielle und Diagnostische Psychologie, 11,1990, Heft 3, S. 149-166

Zur (mangelnden) Konstruktvalidität von Konsistenz-Selbsteinschätzungen

Manfred SchmittUniversität Trier

Zusammenfassung: Zur Überwindung von Defiziten bis-heriger Konsistenz-Selbsteinschätzungen wurde ein Kon-sistenzfragebogen entwickelt, der aus drei mäßig korre-lierten, homogenen Teilskalen besteht: Konsistenzzentra-lität (eigenständige Einstellungen bilden und diesengemäß handeln), Meinungsstabilität (eigene Einstellun-gen über die Zeit hinweg beibehalten), Robustheit gegenSituationseinflüsse (die eigene Einstellung trotz widrigerUmstände in die Tat umsetzen). Die Konstruktvaliditätdieser drei Teilskalen (Alpha > .80) wurde an der fakti-schen (inter- und intraindividuell bestimmten) Konsi-stenz von Variablen aus zwei Korrelationsstudien übersoziale Verantwortlichkeit geprüft (Nl = 673, N2 = 340).Keiner der drei Faktoren des Konsistenz-Selbstbildes er-wies sich als valide. Konsistenzzentralität moderierte z. B.nicht den Zusammenhang zwischen prosozialen Einstel-

lungen und prosozialem Verhalten. Auch bestand z.B.kein Zusammenhang zwischen Meinungsstabilität undder tatsächlichen Stabilität von Einstellungen und per-sönlichen Normen über 9 und 18 Monate. Schließlich

moderierte die Robustheit gegenüber Situationseinflüssen

nicht den Einfluß antizipierter Kosten auf das Ausmaß

geleisteter Hilfe. Diese Ergebnisse sind relativ ß-sicher.

Abstract: A new questionnaire was developed to over-come shortcomings of previous measures of self-reportedconsistency in personality. The questionnaire consists ofthree moderately correlated, homogeneous (alpha > .80)scales: (a) centrality of consistency (behaving in aecord-ance with one

's own attitudes), (b) stability of one's atti-

tudes, and (c) robustness against situational effects (ad-hering to one's attitudes even in unfavorable settings).The construet validity of these self-report scales was test-ed against actual consistencies in two correlational stud-ies of social responsibility (study 1, N = 807; study 2,N = 340). Actual consistencies were assessed both be-tween as well as within individuals. Analyses yielded noevidence to Support the validity of any of the self-reportconsistency scales. Centrality did not moderate the corre-lation between, e.g., prosocial attitudes and prosocial be-havior. Self-reported stability was not significantly corre-lated with actual stability of, e. g., attitudes and personalnorms over 9 and 18 months. Finally, robustness did not

moderate the effect of antieipated costs of helping on theamount of help given. These results are relatively ß-save.

Das in der Differentiellen Psychologie und ihrenAnwendungen so beliebte allgemeine Eigen-schaftsmodell eignet sich für differenzierte Per-

sönlichkeitsbeschreibungen und präzise Verhal-

tensprognosen nur unter der Voraussetzung,daß individuelle Unterschiede über verschiedeneManifestationen einer Eigenschaft verhältnis-mäßig gleich bleiben. Hingegen entbehren Dis-

Autorenhinweis. Diese Arbeit entstand im Rahmen desForschungsprojektes Entwicklung interpersonaler Verant-wortlichkeit und interpersonaler Schuld, das von der Stif-

tung Volkswagenwerk finanziell unterstützt wurde. Dietheoretischen und inhaltlichen Grundlagen, auf denenaufgebaut wird, sowie die verwendeten Meßinstrumente

und Daten sind gemeinschaftliche Erzeugnisse unserer

Arbeitsgruppe. Allen, die zu dieser Arbeit hilfreich beige-tragen haben, möchte ich danken, insbesondere HerrnProf. Dr. Leo Montada und Frau Dr. Claudia Dalbert.

Korrespondenz und Sonderdruck-Anforderungen bit-te richten an: Manfred Schmitt, Fachbereich I - Psycho-logie, Universität Trier, Postfach 38 25, D-5500 Trier.

positionskonstrukte einer sachlichen Grundla-

ge, wenn sich Unterschiede zwischen Personen

hinsichtlich der fraglichen Verhaltensweisenüber verschiedene Situationen, verschiedeneVerhaltensformen oder Zeitpunkte ändern.

Ausgelöst durch Mischeis (1968) Monogra-phie Personality and Assessment wurde diese

Voraussetzung des Trait-Ansatzes während derletzten 20 Jahre in verschiedenen Bereichen derDifferentiellen Psychologie kontrovers disku-tiert. Von den zahlreichen theoretischen, metho-dischen und empirischen Stellungnahmen, dieMischeis Arbeit provozierte, dürften jene theo-retisch am fruchtbarsten sein, die eine Differen-zierung der Konsistenzannahme empfehlen, also

eine Einschränkung des Generalisierbarkeitsan-

spruchs auf Unterklassen von Personen, Situa-

tionen, Zeiträumen, Verhaltensformen, Eigen-schaften oder Kombinationen hiervon (z. B

.

Monson, Hesley & Chernick, 1982; Amelang,Kobelt & Frasch, 1985; Asendorpf, 1988).

149

Der vermutlich bekannteste Versuch,die Lei-

stungsfähigkeit einer Differenzierung der Kon-

sistenzannahme nach Personen auszuloten,

stammt von Bern und Allen (1974). Das Beson-dere an diesem Beitrag war die Idee

,individuelle

Konsistenzen nicht nur aus Verhaltensbeobach-

tungen indirekt zu erschließen, sondern von

Probanden direkt zu erfragen. Wenn dies gelän-ge, wäre eine einfache und effiziente Möglich-keit der Präzisierung von Prognosen aufgrundvon Eigenschaftsmaßen gegeben. Man könnteselbstberichtete Konsistenz technisch als Mode-

ratorvariable behandeln und damit Verhaltens-

vorhersagen ergänzen um ihre individuelle Zu-

verlässigkeit bzw. Genauigkeit.Bern und Allens (1974) eigene Untersuchung

förderte ein vielversprechendes Ergebnis zutage:Bei Personen

, die sich überdurchschnittlichkonsistent in freundlichem Verhalten einschätz-

ten, korrelierten sechs verschiedene Indikatoren

dispositioneller Freundlichkeit im Mittel zu.57;

bei Probanden, die sich für inkonsistent hielten

,

hingegen nur zu .27. Allerdings versagte in die-ser Studie die Konsistenz-Selbsteinschätzung alsKonsistenzmoderator einer zweiten Persönlich-

keitseigenschaft, Gewissenhaftigkeit.

Bei diesem Fehlschlag sollte es nicht bleiben.

Zwar vermeldeten Nachfolgeuntersuchungenwiederholt Konsistenz-moderierende Effekte

von Konsistenz-SelbsteinSchätzungen (Turner,

1978; Kenrick & Stringfield, 1980; Zanna, Ol-son & Fazio

, 1980; Cheek, 1982; Kenrick & Bra-ver, 1982; Mischel & Peake

, 1982; Zanna & Ol-sen, 1982; Zuckerman et al

., 1988; Zuckerman,

Bernieri, Koestner & Rosenthal

, 1989), jedochmüssen diese Befunde in zweierlei Hinsicht ein-

geschränkt werden. Erstens waren die Modera-toreffekte in mehreren Fällen nicht signifikant,selbst wenn die Stärke des einschlägigen Nullhy-

pothesentests vergleichsweise groß war (wie beiZuckerman et al

., 1988, 1989). Zweitens wieseneinige der genannten Untersuchungen (Turner,1978; Kenrick & Stringfield, 1980; Cheek, 1982)methodische Mängel auf, die artifizielle Mode-ratoreffekte begünstigen (vgl. Rushton, Jackson&Paunonen

, 1981; Paunonen & Jackson, 1985).

Insgesamt überwiegen die erfolglosen Replika-tionsversuche (Borkenau

, 1981; Amelang &Borkenau

, 1981; Lippa & Mash, 1981; Mischel& Peake, 1982; Chaplin & Goldberg, 1984; Pau-nonen & Jackson

, 1985; Wymer & Penner,

1985) jene, die erfolgreich und zugleich metho- ;disch adäquat waren.

Aus zwei Gründen gibt diese negative Bilanz jbisher dennoch keinen Anlaß

, die Grundidee jvon Bern und Allen (1974) aufzugeben, Konsi- jStenz über Selbsteinschätzungen zu messen

. (1)Der erste Grund liegt in der geringen Zuverläs-

sigkeit der verwendeten Konsistenzeinschätzun-

gen (Amelang, 1987). Diese wurden meistens inAnlehnung an den Verfahrensvorschlag von

Bern und Allen (1974) eigenschaftsspezifisch undmit nur einem Item erhoben

. Wie zu erwarten,

sind diese ein-Item-Maße wenig reliabel. Dievon Amelang et al. (1985), Borkenau (1981) so-wie Greaner und Penner (1982) berichteten Wie-

derholungszuverlässigkeiten liegen nur aus-

nahmsweise über.30, in mehreren Fällen sind

sie nicht einmal signifikant von Null verschie-

den. Daß sich mit derart unzuverlässigen Konsi-stenzmaßen keine starken Moderatoreffekte er-

zielen lassen, kann nicht überraschen

,sondern

ist im Gegenteil zu erwarten (vgl. auch Amelangetal., 1985).

(2) Der zweite Grund liegt in der Konfundie-rung von Situationsunterschieden und Personun-

terschieden. Die von Bern und Allen (1974) vor-

geschlagene und in allen oben genannten Nach-folgeuntersuchungen verwendete Konsistenz-

Selbsteinschätzung bezieht sich auf transsituati-ve Verhaltensvariabilität (z.B. «How much doyou vary from one Situation to another in howfriendly and outgoing you are?»). Den Proban-

den wurden zur Beantwortung dieser Frage aberkeine Situationen vorgegeben. Wenn sich nunverschiedene Personen auf Situationen bezie-

hen, die in ihrer Schwierigkeit verschieden stark !streuen, sind interindividuelle Variabilitätsun-

terschiede auch bei perfekter relativer Verhal-tenskonsistenz möglich. Variabilitätsunterschie-de können nur bei Gleichheit der Situationen

,

auf die die Probanden Bezug nehmen,

sicher als !

Konsistenzunterschiede interpretiert werden.

Vom Prinzip her vermeiden ließe sich dieses Pro-

blem auf mehrere Weisen, die in bezug auf das

Modell relativer Verhaltenskonsistenz äquiva- ilent sind: Erstens könnte man durch geeignete 'Vorgaben gewährleisten

, daß verschiedene Pro-banden sich bei der Einschätzung ihrer Verhal-tensvariabilität auf die gleiche Situationsstich-

probe beziehen. Zweitens könnte man Proban-den abschätzen lassen

, wie sehr ihr Verhalten in

einer bestimmten Situation über die Zeit variiert.

Drittens könnte man Probanden fragen, wiesehr ihr Verhalten in spezifischen Situationenoder im allgemeinen dem Einfluß bestimmterPersönlichkeitseigenschaften (wie Ängstlich-keit, Dominanz etc. ) unterliegt bzw. wie sehr siesich bestimmten Einstellungen entsprechend

verhalten (z.B. Mielke, 1985). Diese Strategie

beruht andez-s als die beiden erstgenannten aufder Unterscheidung zwischen Eigenschaft undVerhalten. Sie lehnt sich damit an das formaleFaktormodell an, in dem die Konsistenz zwi-schen manifesten Indikatoren durch die Faktor-

ladungen zum Ausdruck gebracht wird. Vier-tens könnte man Probanden die zeitliche Stabili-tät der jeweiligen Persönlichkeitseigenschaftoder Einstellung direkt einschätzen lassen, stattdiese aus Antworten auf die Frage nach dertranssituativen Konsistenz und temporalen Sta-bilität manifester Eigenschaftsindikatoren zu er-schließen. Hier bezieht sich die Konsistenzein-

schätzung ausschließlich auf die Eigenschaft.

Dies entspricht im formalen State-Trait-Modellder intraindividuellen Varianz der latenten Zu-standsvariable.

Das eigene Forschungsvorhaben bestand ausder Entwicklung eines Selbstbeschreibungsma-ßes für Konsistenz, das die genannten Nachteiledes Vorschlags von Bern und Allen (1974) ver-meidet, und der Untersuchung der Validität die-

ser Neuentwicklung. Die geringe Zuverlässig-

keit der eigenschaftsspezifischen Variabilitäts-einschätzungen wurde durch Testverlängerungzu beheben versucht. Zur Vermeidung des Pro-

blems der Mehrdeutigkeit von Einschätzungender Verhaltensvariabilität über selbstgewählteSituationen wurden die dritte und die vierte deroben genannten Lösungsvorschläge realisiert.

Bevor diese Verbesserungen in Angriff ge-nommen werden konnten, mußte für das Konsi-

stenzmaß ein theoretisch, empirisch und zweck-

mäßig begründeter Spezifitätsgrad gewählt wer-

den. In den meisten der bisherigen Forschungs-arbeiten wurde nach dem Vorbild von Bern und

Allen (1974) die eigenschaftsspezifische Mode-ratorwirkung eigenschaftsspezifischer Konsi-

stenz-Selbsteinschätzungen untersucht. In allen

Untersuchungen, die mehr als nur eine Eigen-schaft betrachteten, korrelierten die entspre-

chenden Konsistenzeinschätzungen positiv und

durchschnittlich bis zu .35 (Borkenau, 1981;

Chaplin & Goldberg, 1984) miteinander. Soferndiese Befunde nicht auf korrelierte Fehler zu-

rückgehen, rechtfertigen sie empirisch die Kon-zeption von Konsistenz als generalisierter Per-sönlichkeitseigenschaft. Somit wäre ein unspezi-fisches Konsistenzmaß angezeigt.

Für diese Entscheidung sprechen auchZweckmäßigkeitserwägungen: Vor allem ein glo-bales, breit einsetzbares und deshalb sparsamesKonsistenzmaß wäre im Hinblick auf die Ver-besserung von Verhaltensprognosen attraktiv.Wird für diesen Zweck ein spezifisches Konsi-stenzmaß benötigt, kann in den meisten Anwen-dungsfällen statt der Selbsteinschätzung gleichdie ipsative Varianz über verschiedene Eigen-schaftsindikatoren gebildet werden, ein Maß

,

das sich in mehreren Untersuchungen als Kon-sistenzmoderator bewährt hat (vgl. Schmitt,1990).

Für die Wahl eines unspezifischen Konsi-stenzmaßes lassen sich schließlich auch theoreti-sche Argumente anführen: Häufig werden alsUrsachen für individuelle Konsistenzunter-schiede andere Persönlichkeitseigenschaften wie

Selbstüberwachungstendenz (Snyder, z. B. 1987)oder Selbstaufmerksamkeit (Fenigstein, Scheier

& Buss, 1975) genannt, wobei die Annahme ei-ner unspezifischen Konsistenz-moderierenden

Wirkung einen wesentlichen Teil der Konstrukt-explikationen ausmacht. Zumindest für die bei-

den genannten Eigenschaften konnte diese An-nahme mehrfach empirisch bestätigt werden

(vgl. Schmitt, 1990).

1.

Konstruktion eines Konsistenzfragebogens

Realisiert wurde der Versuch, möglichst zuver-lässige und dem Eigenschaftsmodell möglichstangemessene Konsistenz-Selbstbeschreibungenzu erheben, im Bereich der Einstellungs- Verhal-tens-Konsistenz und der Einstellungsstabilität.

Dabei wurde Konsistenz nicht nur als Zustandkonzipiert, sondern auch als Motiv, eine Ergän-zung, die sich aus dissonanztheoretischen An-

nahmen über die (oder eine) Ursache von Ein-

stellungs-Verhaltens-Konsistenz ableitet (z. B.

Brehm, 1960). Entwickelt wurde das im folgen-den näher beschriebene Meßinstrument gemein-sam mit C. Dalbert und L. Montada.

150 151

Als Hilfe zur Erzeugung geeigneter Selbstbe-schreibungsitems zur Konsistenzmessung wurdezunächst ein heuristisches Ordnungsschemaentworfen

. Es umfaßt vier Kategorien: (1) Kon-sistenz als Motiv

, eigenständige Einstellungenund Überzeugungen zu entwickeln und diese überdie Zeit zu bewahren

. (2) Konsistenz als Verwirk-lichung dieses Ziels

. (3) Konsistenz als Motiv,den

eigenen Einstellungen, Überzeugungen und Wer-ten entsprechend zu handeln

. (4) Konsistenz alsVerwirklichung dieses Ziels

.

Für jede dieser vier Kategorien wurden viermöglichst prototypische Selbstbeschreibungs-aussagen formuliert und mit sechsstufigenSchätzskalen vom Zustimmungstyp (1/stimmtgenau ... 6/stimmt überhaupt nicht) versehen

.

Alle Items sind gleich geschlüsselt; Zustimmungbedeutet Konsistenz

. Durch Negation der Itemswurde von dieser Itemsammlung eine Umkehr-version mit gegensätzlicher Schlüsselrichtungerstellt

.

An drei unabhängigen Stichproben von ins-gesamt 1709 Versuchspersonen beiden Ge-

schlechts und aus einem breiten Alters- undBildungsspektrum wurden die Antwortvertei-lungen der 16 Items und ihre faktorielle Binnen-struktur ermittelt (Schmitt

, Dalbert & Montada,

1983; Dalbert, Montada, Schmitt & Schneider

,

1984; Schneider, Montada, Reichle & Meißner

,

1986). Mittels der Daten einer der drei Proban-denstichproben wurde die Korrelationsmatrixder 16 positiv geschlüsselten Items faktorisiert(Modell mehrerer korrelierter gemeinsamer

Faktoren; Hauptachsenverfahren; Oblimin-Ro-tation zur Einfachstruktur). Es ergab sich fol-gende dreifaktorielle Lösung, die sich in konfir-matorischen Analysen via LISREL als nahezuinvariant über die beiden anderen Stichprobenund als wenig variant gegenüber der Umkehr-version erwies (ausführliche Ergebnisse beiSchmitt

, 1988).Der erste Faktor läßt sich als Konsistenzzen-

tralität interpretieren. Damit ist (a) das Bedürf-nis nach der Entwicklung eigenständiger Ein-stellungen und Überzeugungen gemeint, (b) dasMotiv

, sich diesen entsprechend zu verhalten so-

wie (c) die Tendenz, dies in Wirklichkeit zu tun

.

Dieser Faktor lädt die folgenden sechs Itemsüber .50: (1) Es ist mir wichtig, meine Überzeu-gungen in die Tat umzusetzen

. (2) Mir ist es beivielen Themen wichtig, einen eigenen Standpunkt

zu entwickeln. (3) Ich trete häufigfür meine Über-

zeugungen ein. (4) Ich habe zu vielen Themen eineeigene Meinung. (5) Ich will für alles eintreten

,

was ich richtigfinde. (6) Ich bemühe mich häufig,

meine Prinzipien in die Tat umzusetzen.

Der zweite Faktor läßt sich als Einstellungs-oder Meinungsstabilität deuten

. Damit ist (a)das Motiv gemeint

, die eigenen Überzeugungenoder Einstellungen über die Zeit hinweg beizu-behalten

, und (b) die Tendenz, dieses auch zu

tun. Folgende Items markieren diesen Faktor,

durch den sie über.50 geladen werden: (1) Ich

ändere selten meine Meinung. (2) Ich finde, wennman sich einmal eine Meinung gebildet hat, sollteman auch dabei bleiben

. (3) Wenn ich mir zu et-

was eine Meinung gebildet habe, bleibe ich auch

dabei. (4) Es ist mir wichtig, meine eigene Mei-nung beizubehalten

.

Der dritte Faktor ist ein Paarfaktor. Er läßtsich als Robustheit gegenüber Situationseinflüs-sen bezeichnen

. Damit ist gemeint, (a) daß das

eigene Verhalten vergleichsweise stark von deneigenen Überzeugungen und Einstellungen,

hin-gegen schwach von situativen Einflüssen ab-

hängt und (b), daß man dies so auch richtig fin-det. Die beiden Markieritems dieses Faktors

,

deren Ladungen über.60 betragen, lauten: (1)

Ich finde, daß man selten gegen seine Überzeu-gungen handeln muß. (2) Die Umstände hindernmich selten daran

, mich meiner Überzeugung ent-sprechend zu verhalten

.

Zusammen erklären diese drei Faktoren beigeringen Unterschieden zwischen den Stichpro-ben ungefähr 45% der gesamten Itemvarianz

.

Sie korrelieren je nach Stichprobe und Paarungzwischen .30 und .47 miteinander

. Zur Messungder drei Faktoren wurden die einfachen Sum-men der jeweiligen Markieritems genommen

,

weil deren Ladungen durch ihren gemeinsamenFaktor nur unwesentlich variieren

,so daß eine

einheitliche Gewichtung im Vergleich zu einerdifferenzierten nur geringfügige Unterschiedebewirkt

.

Die drei Teilskalen sind ausreichend zuverläs-sig im Sinne der internen Konsistenz: In allenStichproben belaufen sich die jeweiligen Alpha-Koeffizienten auf Werte von

.80 oder größer.

Unter der Voraussetzung, daß diese Werte nichtgemeinsame Meßfehler zum Ausdruck bringen

,

sondern gemeinsame wahre Varianz im Sinnedes Konstrukts und seiner Teile, ist das erste

Ziel des eigenen Vorhabens erreicht, eine Zuver-

jässigkeitssteigerung gegenüber den bisher fastausnahmslos verwendeten ein-Item-Maßen.

2.Validierung des Konsistenzfragebogens

2.

1 Methodische Vorbemerkungen

Die Validität der drei beschriebenen Konsi-

; Stenzfaktoren wurde an zwei Datensätzen ausi . i - i,.*. -..iUa»- c T-iol Vprant-

RtUlCll VV Lli < -

einem Forschungsprojekt über soziale Verant-

wortlichkeit und Hilfsbereitschaft überprüft.1 1.1 \Tk-*

woruicnK.cn uiiu jw ww .. l

Untersuchung 1 war mit dem Erleben von Ver-

antwortung erwachsener Töchter ihren Müttern

gegenüber befaßt (vgl. z. B. Montada, Dalbert &

Schmitt, 1988 a), Untersuchung 2 mit dem Erle-

ben von Verantwortung gegenüber anonymenDritten (vgl. z. B. Montada, Schmitt & Dalbert,

1986).

2.1.

1 Inter- und intraindividuelle Konsistenz

Aus dem Variablenkanon dieser beiden Unter-

suchungen wurden Ausschnitte, in der Regel

Paare von Variablen, gebildet, deren faktische

Konsistenzen theoretisch sinnvolle Validie-

rungskriterien für die drei Faktoren des Konsi-

stenz-Selbstbildes darstellen. Nach Möglichkeitwurden die Validitätshypothesen auf zweierlei

Weise geprüft.Erstens wurden die Konsistenzfaktoren als li-

neare Moderatoren interindividueller Konsistenz

behandelt. Dies ist die klassische Moderator-

analyse nach Saunders (1956). Die inferenzstati-stische Testung der Moderatoreffekte und die

Schätzung der Interaktionsparameter wurde

mittels moderierter Regressionsanalysen vorge-

nommen. Dabei fungierte als Validitätskrite-

rium die Semipartialkorrelation des jeweiligenProduktterms (Regressor x Moderator) mit

dem jeweiligen Regressanden (Cohen, 1978).Zweitens wurde, wenn dies sinnvoll und mög-

lich war, faktische Konsistenz im Sinne der Ko-

härenz nach Magnussen und Endler (1977)auch intraindividuell bestimmt. Dazu wurden

vier Aspekte der Profilähnlichkeit der vergliche-

nen Variablen eines Paares quantifiziert: (1) DerProfilhöhenunterschied (als absolute Mittel-

wertsdifferenz), (2) der Profilstreuungsunter-

schied (als absolute Differenz der mittleren Ab-

152

weichungen der Profilwerte von ihrem Mittel-

wert), (3) der Profilverlaufsunterschied (alsabsolute Nichtparallelität der Profile, d.h. als

Summe der absoluten Unterschiede zwischenden Abweichungen der einzelnen Profilwertevon ihrem jeweiligen Mittelwert) und (4) die glo-bale Profilähnlichkeit (City-Block-Metrik). Eineausführliche Begründung dieser Maße sowie

eine Beschreibung ihrer mathematischen Eigen-

schaften finden sich bei Schmitt (1989). Als Kri-terium für die Validität der Konsistenz-Selbst-

einschätzungen diente die Höhe ihrer linearen

Korrelationen mit diesen faktischen intraindivi-duellen Konsistenzen.

Außer den genannten wurde ein drittes Vali-

ditätskriterium herangezogen: Die kritischenZusammenhänge sollten spezifisch im Sinne der

diskriminanten Validität sensu Cafnpbell und

Fiske (1959) sein, also nur den Konsistenzfak-

tor betreffen, für den sie theoretisch erwartet

worden waren.

2.1.

2 Kontrolle von Sozialer Erwünschtheitund Akquieszenz

Soziale Erwünschtheit hat sich, der These vonBern (1972) entsprechend, in mehreren Untersu-chungen als Konsistenzmoderator erwiesen

(vgl. Schmitt, 1990), wenngleich die Befundlagehierzu nicht einhellig ist und statt dem von Bern(1972) erwarteten linearen Moderatoreffekt zu-weilen auch quadratische Effekte gefunden wur-den (z.B. Amelang & Bartussek, 1970; Buse,1976). Auch Akquieszenz wurde gelegentlich als

potentieller Konsistenzmoderator untersucht

(z.B. Vagt & Wendt, 1978). Obgleich auch dieErgebnisse dieser Studien nicht einheitlich sind,erscheint es ratsam, diese beiden Verfälschungs-

tendenzen bei der Untersuchung von Konsi-

stenzmoderatoren als potentielle systematischeStörvariablen zu kontrollieren. Dies wurde bei

allen unten beschriebenen Analysen getan. So-ziale Erwünschtheit wurde hier mit dem Frage-

bogen von Lück und Timaeus (1969) erhoben,Akquieszenz mittels einer Stichprobe positivund negativ geschlüsselter Items von maximalertheoretischer Heterogenität. Die Entwicklung

dieses Akquieszenzmaßes, das eine geschätzteReliabilität von Alpha = .67 hat, ist bei Schmitt(1988) ausführlich beschrieben.

153

Als Hilfe zur Erzeugung geeigneter Selbstbe-

schreibungsitems zur Konsistenzmessung wurdezunächst ein heuristisches Ordnungsschemaentworfen. Es umfaßt vier Kategorien: (1) Kon-

sistenz als Motiv, eigenständige Einstellungen

und Uberzeugungen zu entwickeln und diese überdie Zeit zu bewahren

. (2) Konsistenz als Verwirk-lichung dieses Ziels. (3) Konsistenz als Motiv

,den

eigenen Einstellungen, Überzeugungen und Wer-ten entsprechend zu handeln. (4) Konsistenz alsVerwirklichung dieses Ziels.

Für jede dieser vier Kategorien wurden viermöglichst prototypische Selbstbeschreibungs-aussagen formuliert und mit sechsstufigen

Schätzskalen vom Zustimmungstyp (1/stimmtgenau ... 6/stimmt überhaupt nicht) versehen

.

Alle Items sind gleich geschlüsselt; Zustimmungbedeutet Konsistenz

. Durch Negation der Itemswurde von dieser Itemsammlung eine Umkehr-

version mit gegensätzlicher Schlüsselrichtungerstellt.

An drei unabhängigen Stichproben von ins-

gesamt 1709 Versuchspersonen beiden Ge-schlechts und aus einem breiten Alters- undBildungsspektrum wurden die Antwortvertei-lungen der 16 Items und ihre faktorielle Binnen-

struktur ermittelt (Schmitt, Dalbert & Montada

,

1983; Dalbert, Montada, Schmitt & Schneider

,

1984; Schneider, Montada, Reichle & Meißner

,

1986). Mittels der Daten einer der drei Proban-

denstichproben wurde die Korrelationsmatrixder 16 positiv geschlüsselten Items faktorisiert(Modell mehrerer korrelierter gemeinsamerFaktoren; Hauptachsenverfahren; Oblimin-Ro-

tation zur Einfachstruktur). Es ergab sich fol-gende dreifaktorielle Lösung, die sich in konfir-matorischen Analysen via LISREL als nahezuinvariant über die beiden anderen Stichprobenund als wenig variant gegenüber der Umkehr-

version erwies (ausführliche Ergebnisse beiSchmitt

, 1988).Der erste Faktor läßt sich als Konsistenzzen-

tralität interpretieren. Damit ist (a) das Bedürf-nis nach der Entwicklung eigenständiger Ein-

stellungen und Überzeugungen gemeint, (b) das

Motiv, sich diesen entsprechend zu verhalten so-

wie (c) die Tendenz, dies in Wirklichkeit zu tun

.

Dieser Faktor lädt die folgenden sechs Itemsüber .50: (1) Es ist mir wichtig,

meine Überzeu-gungen in die Tat umzusetzen. (2) Mir ist es beivielen Themen wichtig, einen eigenen Standpunkt

zu entwickeln. (3) Ich trete häufig für meine Über-

zeugungen ein. (4) Ich habe zu vielen Themen eineeigene Meinung. (5) Ich will für alles eintreten

,

was ich richtigfinde. (6) Ich bemühe mich häufig,

meine Prinzipien in die Tat umzusetzen.

Der zweite Faktor läßt sich als Einstellungs-oder Meinungsstabilität deuten

. Damit ist (a)das Motiv gemeint, die eigenen Überzeugungenoder Einstellungen über die Zeit hinweg beizu-

behalten, und (b) die Tendenz

, dieses auch zutun. Folgende Items markieren diesen Faktor

,

durch den sie über.50 geladen werden: (1) Ich

ändere selten meine Meinung. (2) Ich finde, wennman sich einmal eine Meinung gebildet hat

,sollte

man auch dabei bleiben. (3) Wenn ich mir zu et-

was eine Meinung gebildet habe, bleibe ich auch

dabei. (4) Es ist mir wichtig, meine eigene Mei-nung beizubehalten.

Der dritte Faktor ist ein Paarfaktor.

Er läßt

sich als Robustheit gegenüber Situationseinflüs-

sen bezeichnen. Damit ist gemeint, (a) daß das

eigene Verhalten vergleichsweise stark von deneigenen Überzeugungen und Einstellungen, hin-gegen schwach von situativen Einflüssen ab-hängt und (b), daß man dies so auch richtig fin-det. Die beiden Markieritems dieses Faktors

,

deren Ladungen über .60 betragen, lauten: (1)Ich finde, daß man selten gegen seine Überzeu-gungen handeln muß. (2) Die Umstände hindernmich selten daran

, mich meiner Überzeugung ent-sprechend zu verhalten

.

Zusammen erklären diese drei Faktoren beigeringen Unterschieden zwischen den Stichpro-ben ungefähr 45% der gesamten Itemvarianz

.

Sie korrelieren je nach Stichprobe und Paarungzwischen

.30 und .47 miteinander. Zur Messung

der drei Faktoren wurden die einfachen Sum-

men der jeweiligen Markieritems genommen,

weil deren Ladungen durch ihren gemeinsamenFaktor nur unwesentlich variieren

,so daß eine

einheitliche Gewichtung im Vergleich zu einerdifferenzierten nur geringfügige Unterschiedebewirkt.

Die drei Teilskalen sind ausreichend zuverläs-

sig im Sinne der internen Konsistenz: In allenStichproben belaufen sich die jeweiligen Alpha-Koeffizienten auf Werte von

.80 oder größer.

Unter der Voraussetzung,daß diese Werte nicht

gemeinsame Meßfehler zum Ausdruck bringen,

sondern gemeinsame wahre Varianz im Sinnedes Konstrukts und seiner Teile

,ist das erste

152

Ziel des eigenen Vorhabens erreicht, eine Zuver-lässigkeitssteigerung gegenüber den bisher fastausnahmslos verwendeten ein-Item-Maßen.

2. Validierung des Konsistenzfragebogens

2.1 Methodische Vorbemerkungen

Die Validität der drei beschriebenen Konsi-stenzfaktoren wurde an zwei Datensätzen aus

einem Forschungsprojekt über soziale Verant-

wortlichkeit und Hilfsbereitschaft überprüft.Untersuchung 1 war mit dem Erleben von Ver-antwortung erwachsener Töchter ihren Müttern

gegenüber befaßt (vgl. z. B. Montada, Dalbert &

Schmitt, 1988 a), Untersuchung 2 mit dem Erle-ben von Verantwortung gegenüber anonymenDritten (vgl. z. B. Montada, Schmitt & Dalbert,1986).

2.1.

1 Inter- und intraindividuelle Konsistenz

Aus dem Variablenkanon dieser beiden Unter-suchungen wurden Ausschnitte, in der Regel

Paare von Variablen, gebildet, deren faktischeKonsistenzen theoretisch sinnvolle Validie-rungskriterien für die drei Faktoren des Konsi-stenz-Selbstbildes darstellen. Nach Möglichkeit

wurden die Validitätshypothesen auf zweierlei

Weise geprüft.Erstens wurden die Konsistenzfaktoren als li-

neare Moderatoren interindividueller Konsistenzbehandelt. Dies ist die klassische Moderator-analyse nach Saunders (1956). Die inferenzstati-stische Testung der Moderatoreffekte und dieSchätzung der Interaktionsparameter wurdemittels moderierter Regressionsanalysen vorge-

nommen. Dabei fungierte als Validitätskrite-

rium die Semipartialkorrelation des jeweiligenProduktterms (Regressor x Moderator) mitdemjeweiligen Regressanden (Cohen, 1978).

Zweitens wurde, wenn dies sinnvoll und mög-lich war, faktische Konsistenz im Sinne der Ko-härenz nach Magnussen und Endler (1977)auch intraindividuell bestimmt. Dazu wurdenvier Aspekte der Profilähnlichkeit der vergliche-nen Variablen eines Paares quantifiziert: (1) DerProfilhöhenunterschied (als absolute Mittel-wertsdifferenz), (2) der Profilstreuungsunter-schied (als absolute Differenz der mittleren Ab-

weichungen der Profilwerte von ihrem Mittel-

wert), (3) der Profilverlaufsunterschied (alsabsolute Nichtparallelität der Profile, d.h. alsSumme der absoluten Unterschiede zwischenden Abweichungen der einzelnen Profilwertevon ihrem jeweiligen Mittelwert) und (4) die glo-bale Profilähnlichkeit (City-Block-Metrik). Eineausführliche Begründung dieser Maße sowieeine Beschreibung ihrer mathematischen Eigen-

schaften finden sich bei Schmitt (1989). Als Kri-terium für die Validität der Konsistenz-Selbst-einschätzungen diente die Höhe ihrer linearenKorrelationen mit diesen faktischen intraindivi-duellen Konsistenzen.

Außer den genannten wurde ein drittes Vali-ditätskriterium herangezogen: Die kritischenZusammenhänge sollten spezifisch im Sinne derdiskriminanten Validität sensu Campbell undFiske (1959) sein, also nur den Konsistenzfak-tor betreffen, für den sie theoretisch erwartetworden waren.

2.1.2 Kontrolle von Sozialer Erwünschtheit

und Akquieszenz

Soziale Erwünschtheit hat sich, der These vonBern (1972) entsprechend, in mehreren Untersu-chungen als Konsistenzmoderator erwiesen(vgl. Schmitt, 1990), wenngleich die Befundlagehierzu nicht einhellig ist und statt dem von Bern(1972) erwarteten linearen Moderatoreffekt zu-weilen auch quadratische Effekte gefunden wur-den (z.B. Amelang & Bartussek, 1970; Buse,1976). Auch Akquieszenz wurde gelegentlich alspotentieller Konsistenzmoderator untersucht(z. B. Vagt & Wendt, 1978). Obgleich auch dieErgebnisse dieser Studien nicht einheitlich sind,erscheint es ratsam, diese beiden Verfälschungs-tendenzen bei der Untersuchung von Konsi-stenzmoderatoren als potentielle systematischeStörvariablen zu kontrollieren. Dies wurde beiallen unten beschriebenen Analysen getan. So-ziale Erwünschtheit wurde hier mit dem Frage-

bogen von Lück und Timaeus (1969) erhoben,Akquieszenz mittels einer Stichprobe positivund negativ geschlüsselter Items von maximalertheoretischer Heterogenität. Die Entwicklungdieses Akquieszenzmaßes, das eine geschätzteReliabilität von Alpha = .67 hat, ist bei Schmitt(1988) ausführlich beschrieben.

153

2.1.3 Kreuzvalidierungen

Das gewählte methodische Vorgehen bei derÜberprüfung der Validität der Konsistenzfakto-ren bringt es mit sich, daß am gleichen Daten-material zahlreiche Signifikanztests durchge-führt werden müssen

. Da diese in komplexerWeise voneinander abhängen,

ist eine exakteKontrolle des simultanen Fehlerrisikos überAdjustierung der einzelnen Irrtumswahrschein-lichkeiten praktisch unmöglich. Deshalb wurde

hier auf solche Adjustierungen verzichtet,et

wurde bei allen Modellgültigkeitsprüfungenund bei allen hypothesenkritischen Signifikanz-tests einheitlich auf

.05 gesetzt. Um dennoch ei-nen gewissen Schutz vor a- und ß-Fehlern zu ge-währleisten

, wurden alle Modellgültigkeitsprü-fungen, alle hypothesenkritischen Signifikanz-tests und alle Parameterschätzungen nicht nuran der jeweiligen Gesamtstichprobe von Pro-banden vorgenommen,

sondern außerdem an

zwei Teilstichproben, die, für jede Analyse neu,nach Zufall gezogen wurden. Ferner wurden in

der Untersuchung intrafamilärer Verantwort-lichkeit

, die längsschnittlich angelegt war,alle

Berechnungen an den Daten aus jedem der dreiUntersuchungsphasen angestellt.

Zwar bietet

auch dieses Kreuzvalidierungsverfahren keinenvollkommenen Schutz gegen Zufallsbefunde,

es

schien aber ein vernünftiger Kompromiß zwi-schen Exaktheit und Praktikabilität zu sein

.

Alle unten berichteten Ergebnisse, ausgenom-men diejenigen zu Hypothese 5,

sind im Sinne

des beschriebenen Verfahrens repliziert.

2.1.4 Teststärke

Anders als in experimentellen Untersuchungenist bei großen multivariaten Korrelationsstudieneine Testplanung im strengen Sinne (z. B. Hager,1987) nicht realistisch. Deshalb wurde hier erst

gar nicht versucht, die für a- und ß-sichere Testserforderliche Stichprobengröße a priori zu be-stimmen. Statt dessen wurden die Stichprobenso groß wie bei den verfügbaren Ressourcenmöglich gewählt. Zur Bestimmung des ß-Risi-kos bei der für einen Nullhypothesentest gege-benen Stichprobengröße wurde eine wahre Ef-fektstärke von einheitlich 4% Partialdetermina-

tion angenommen (Ausnahme Hypothesen 6

und 10). Dies entspricht bei den Moderatorana-lysen über moderierte Regressionsanalyse einerPartialkorrelation von

.20 zwischen dem hypo-thesenkritischen Produktterm und dem Krite-rium - bei Kontrolle der «Haupteffekte» von

.

Prädiktor und Moderator sowie der Haupt- undModeratoreffekte von Sozialer Erwünschtheitund Akquieszenz. Im Falle der intraindividuel-len Konsistenzbestimmung entspricht diese Ef-fektgröße einer Partialkorrelation von

.20 zwi-

schen den intraindividuellen Profilähnlichkeits-maßen und den Konsistenzfaktoren - beiKontrolle der beiden potentiellen StörvariablenSoziale Erwünschtheit und Akquieszenz. Die ge-nannte Effektstärke von 4% Partialdetermina-

tion wurde den jeweiligen Reliabilitäten der ma-nifesten Modellvariablen entsprechend abgewer-tet (Umkehrung der üblichen Minderungskor-rektur). Bei den meisten der unten berichtetenHypothesentests über interindividuelle Konsi-stenzbestimmung liegt die Teststärke unter dengegebenen Bedingungen (jeweiliges N der Ana-lysestichprobe; a = .05; Effektgröße = 4% Par-tialdetermination vor Abwertung) über .

95, so

daß die Beibehaltung der Nullhypothese in Fäl-len

, in denen sie nicht verworfen werden kann,

einem kleinen Fehlerrisiko unterliegt.Eine hö-

here ß-Irrtumswahrscheinlichkeit muß dagegenbei den Hypothesentests über intraindividuelleKonsistenzbestimmung hingenommen werden,

da die Profilähnlichkeitsmaße häufig sehr unzu-verlässig waren und deshalb deutlich kleineremanifeste Effektgrößen angenommen werdenmußten als bei den entsprechenden interindivi-duellen Moderatoranalysen.

2.2 Validierungsstudie 1: Intrafamiliäre Hilfelei-

stungen

Diese Untersuchung war längsschnittlich ange-legt. Sie umfaßte drei Untersuchungszeiträume(U1, U 2, U 3), die selbst wiederum in sechs Un-tersuchungszeitpunkte (T1 bis T 6) mit Abstän-den von zwei bis vier Wochen unterteilt waren

.

Zwischen gleichen Testzeitpunkten benachbar-ter Untersuchungszeiträume lagen jeweils neunMonate. Die Erhebungsinstrumente,

ausnahms-

los Fragebogen,wurden über die sechs Zeit-

punkte verteilt vorgegeben und zwar analogdem angenommenen Prozeß der Entscheidung

154

für oder gegen eine prosoziale Handlung. DieDatenerhebung erfolgte postalisch.

Für die Zusammenstellung der Untersu-chungsvariablen waren allgemeine Theorien

prosozialen Verhaltens (z.B. Bierhoff, 1980),

allgemeine Entscheidungstheorien (z.B. Fish-bein & Ajzen, 1975) sowie spezifische Theorienüber innerfamiliäre Hilfeleistungen (vgl.Schmitt & Gehle, 1983) maßgeblich. Die mei-sten Untersuchungsvariablen bezogen sich in-

haltlich auf 34 potentielle Bedürfnisse oderWünsche, die eine Mutter an ihre erwachseneTochter haben kann, z. B. nach praktischen Hil-fen im Alltag, nach Kontakt, nach Beistand insorgenvollen Zeiten etc. Jede Probandin sollte

zur individuellen Bearbeitung aus dieser Liste

diejenigen fünf Bedürfnisse oder Wünsche ihrerMutter an sie auswählen, die ihr zum Zeitpunktder Untersuchung besonders wichtig zu seinschienen. Die hier zum Zwecke der Validierungdes Konsistenz-Selbstbildes benutzten Varia-blen beziehen sich teils auf alle 34, teils auf diefünf individuell ausgewählten Bedürfnisse.

Die Untersuchungsstichprobe bestand zumersten Testzeitpunkt aus 673 Probandinnen,dem selbstselegierten Rest einer stratifiziertenZufallsauswahl aus der Gesamtheit aller in Trierund seiner ländlichen Umgebung wohnhaftenerwachsenen Frauen, deren Mütter noch leben.Die Ausfallrate betrug pro Testzeitpunkt durch-schnittlich 3% der genannten Ausgangsgröße.Sie war negativ mit der Schulbildung korreliert.

2.2.1 Validierungskriterien der Konsistenzzen-

tralität

2.2.1.

1 Konsistenz von Einstellungen und Ver-halten (Hypothese 1)

Der Bedeutung des Faktors Konsistenzzentrali-tät inbegriffen ist die erste Validierungshypothe-se: Hilfsbereitschaft sollte um so stärker von pro-sozialen Einstellungen und persönlichen Hilfelei-stungsnormen abhängen, je wichtiger es einerPerson ist, sich im Einklang mit ihren Einstel-lungen zu verhalten und je mehr sie meint, dieszu tun.

Prosoziale Einstellungen wurden hier als allge-meine Bewertung von Hilfeleistungen erwach-sener Töchter ihren Müttern gegenüber opera-tionalisiert: Ich finde es richtig, wenn eine er-

wachsene Tochter regelmäßig telefonischen oderbrieflichen Kontakt zu ihrer Mutter hat (sechs-stufige Antwortskala: \jauf alle Fälle ... 6/aufkeinen Fall1. Die Persönlichen Hilfeleistungsnor-men wurden in Anlehnung an Schwartz (z.B.1977) als Verpflichtungserleben gemessen: Prin-zipiell fühle ich mich verpflichtet, meine Mutterregelmäßig zu besuchen (sechsstufige Antwort-skala: {/stimmt genau ... 6jstimmt überhauptnicht). Die Persönlichen Hilfeleistungsnormenwurden ebenso wie die Einstellungen zu T 2 einesUntersuchungszeitraums erhoben. Sechs Wo-chen später (T5) wurden die Probandinnennach dem Ausmaß der Hilfe, die sie zwischen-zeitlich in bezug auf jedes der fünf zur Bearbei-tung ausgewählten Bedürfnisse ihrer Mutter ge-leistet hatten, gefragt: Ich bin dem Wunsch mei-ner Mutter, in meinem Äußeren auf ihrenGeschmack Rücksicht zu nehmen, (sechsstufigeAntwortskala: Ijvoll und ganz ... 6/überhauptnicht) nachgekommen. Die Zuverlässigkeit(interne Konsistenz Alpha) dieser drei Maße istin Anbetracht der geringen Zahl von je fünfItems zufriedenstellend: Einstellungen (.73),Normen (.76), Hilfe (.83)2.

Entgegen der Hypothese variiert der Zusam-menhang zwischen Einstellungen und Normeneinerseits und Hilfe andererseits nicht mit derKonsistenzzentralität. In den interindividuellenKonsistenzanalysen wurde keiner der beidenhypothesenkritischen Wechselwirkungseffekte(Konsistenzzentralität x Einstellung; Konsistenz-zentralität x Norm) auf das Kriterium (Hilfe)signifikant. Entsprechend ergab sich bei den in-traindividuellen Konsistenzanalysen keine si-gnifikante Korrelation zwischen der Konsistenz-

1 Zur Veranschaulichung ist dieses Itembeispiel, wieauch die folgenden, inhaltlich auf eines der 34 möglichenBedürfnisse oder Wünsche der Mutter bezogen. In derUntersuchung selbst mußten die Probandinnen bei Varia-blen, die nur hinsichtlich der fünf individuell ausgewähl-ten Bedürfnisse gemessen wurden, diese an der entspre-chenden Stelle selbst einfügen bzw. von einem Erinne-rungsbogen in den Fragebogen übertragen.

2 Diese sowie die folgenden Werte für Zuverlässigkei-ten, Effektgrößen und Teststärken geben die Verhältnissein der Gesamtstichprobe im ersten Untersuchungszeit-raum wieder. Die in den oben erläuterten Kreuzvalidie-

rungsverfahren alternativ ermittelten Größen unterschei-den sich von diesen Angaben in der Regel zwar nume-risch, jedoch in keinem Fall so stark, als daß diegezogenen Schlüsse in Frage stünden.

155

zentralität und den 8 Profilähnlichkeiten (vierÄhnlichkeitsmaße x zwei Variablenpaare).

Eine

ausreichend sichere Annahme der Nullhypothe-se (ß < .05) ist jedoch nur bei den Hypothesen-tests mittels moderierter Regression (interindi-viduelle Konsistenz) möglich.

Die Profilähn-

lichkeiten als Maße intraindividueller Konsi-stenz waren ziemlich unreliabel

.Ihre mittleren

Wiederholungszuverlässigkeiten über neun und18 Monate bewegten sich zwischen .

24 und .47.

Deswegen mußte die angenommene wahre Ef-fektgröße von 4% Partialdetermination so starkabgewertet werden, daß die einzelnen Nullhypo-thesentests bestenfalls auf dem 7%-Niveau ß-si-cher sind.

Die beschriebenen Analysen wurden auch mitder Absicht zur Hilfe (statt geleisteter Hilfe) alsKriterium der Einstellungen und PersönlichenNormen durchgeführt. Die Absicht zur Hilfewurde zu T4 mit Items wie dem folgenden er-faßt: Ich will dem Bedürfnis oder Wunsch meinerMutter

, regelmäßig einen Teil meiner Freizeit mitihr zu gestalten (gemeinsame Abende

,Wochenen-

den, Ausflüge etc.) (sechsstufige Antwortskala:IIvoll und ganz nachkommen ... 61überhauptnicht nachkommen). Die geschätzte Zuverlässig-keit dieses Maßes ist bei fünf Items mit Al-pha = .85 vergleichsweise hoch.

Auch hier ging von der Konsistenzzentralitätkeine signifikante Moderatorwirkung aus,

wo-

bei sich wiederum nur die Ergebnisse der mode-rierten Regressionsanalysen als ausreichend ß-sicher erwiesen.

2.2.1.2 Konsistenz von sozialen Normen und

Verhalten (Hypothese 2)

Hypothese 2 bildet gewissermaßen das Gegen-stück zu Hypothese 1: Bei Personen

,die sich

konsistent mit ihren Einstellungen und Über-zeugungen verhalten,

sollten andere Verhaltens-

faktoren eine geringere Rolle spielen als bei in-konsistenten Personen

.Zwei Faktoren

,die im

vorliegenden Verhaltensbereich mit Einstellun-gen und Normen als Selbsterwartungen konkur-rieren

, sind Fremderwartungen an das eigeneVerhalten

, etwa seitens der Mutter und vonFreunden.

Inhaltlich bezogen waren diese beiden Varia-blen, die hier als antizipierte Mißbilligung des ei-

genen Verhaltens durch Freunde und als antizi-pierte Enttäuschung der Mutter im Falle unter-lassener Hilfe spezifiziert waren

, wiederum aufdie fünf individuell ausgewählten Bedürfnisse

.

Sie wurden zu T4 eines jeden Untersuchungs-

zeitraums mit folgenden Items erfaßt: Wenn ichdem Bedürfnis oder Wunsch meiner Mutter

, siebei Auseinandersetzungen mit Familienangehöri-gen oder Verwandten zu unterstützen, nicht nach-kommen werde

, werden die meisten meiner bestenFreunde bzw. Freundinnen das wahrscheinlich(sechsstufige Antwortskala: Ifsehr richtigfinden... ß/sehr falsch finden). Wenn ich dem Bedürfnisoder Wunsch meiner Mutter

, mir ihre Sorgen an-zuhören

, nicht nachkommen werde, wird meine

Mutter wahrscheinlich (sechsstufige Antwort-skala: 1 /extrem enttäuscht sein ... 6/nicht ent-täuscht sein). Diese beiden Maße haben bei jefünf Items geschätzte Reliabilitäten von Al-pha = .93 und Alpha = .87.

Geprüft wurde Hypothese 2 wieder über dieinter- und intraindividuelle Bestimmung fakti-scher Konsistenz

. Als Kriterien fungierten wiein Hypothese 1 die Absicht zur Hilfe und die ausder Sicht der Tochter tatsächlich geleistete Hilfe.

Erwartet wurden jedoch zu Hypothese 1 entge-gengesetzt gerichtete Wechselwirkungseffekte(interindividuelle Konsistenz) bzw. Korrelatio-nen (intraindividuelle Konsistenz): mit steigen-

der Konsistenzzentralität sollten Fremderwar-tungen einen zunehmend geringeren Einfluß aufHandlungsentscheidungen ausüben. Entgegendieser Erwartung erwies sich in den moderiertenRegressionsanalysen keiner der vier hypothe-senkritischen Wechselwirkungseffekte als stati-stisch bedeutsam

. Wegen der hohen Reliabilitätder Prädiktoren und der großen Analysestich-probe ist dieses Ergebnis auf dem 1%-Niveauß-sicher

. Auch über die intraindividuelle Konsi-stenzbestimmung ließ sich kein Zusammenhangzwischen Konsistenz-Selbstbeschreibung undtatsächlicher Konsistenz in der Selbstbeschrei-bung nachweisen. Zwar fanden sich im erstenUntersuchungszeitraum in der Gesamtstichpro-be insgesamt vier signifikante Partialkorrelatio-nen (in der Größenordnung von .10) zwischenKonsistenzzentralität und den intraindividuellenÄhnlichkeitsmaßen

, sie waren jedoch entgegender Hypothese positiv und ließen sich im zwei-ten und dritten Untersuchungszeitraum nichtreplizieren. Wegen der geringen Wiederholungs-

156

Zuverlässigkeit der intraindividuellen Profilähn-lichkeiten (maximal .47) war jedoch wie bei Hy-pothese 1 die Stärke der einzelnen Nullhypothe-sentests mit maximal .93 unbefriedigend.

2.2.1.3 Konsistenz von Absicht und Verhalten

(Hypothese 3)

Hypothese 3 bezieht sich auf die bisherigen Kri-terien, Absicht zur Hilfe und Hilfe. Konsistenz-zentralität sollte den Zusammenhang zwischenAbsicht und Hilfe aus zwei Gründen moderie-ren: Personen mit hoher Konsistenzzentralitätsollten zu vermeiden trachten, einen leichtfertiggefaßten Entschluß nicht verwirklichen zu kön-nen (Prospektive). Gleichzeitig sollte es ihnenschwer fallen, handlungsmäßig von einem be-reits gefaßten Entschluß abzuweichen (Retro-spektive).

Hypothese 3 wurde in gleicher Weise wie diebeiden ersten geprüft. Erneut fand sich kein Zu-sammenhang zwischen Konsistenzzentralitätund tatsächlicher Konsistenz. Wegen der auchhier geringen Zuverlässigkeit der intraindividu-ellen Konsistenzmaße sind jedoch nur die Er-gebnisse der moderierten Regressionsanalysen(interindividuelle Konsistenzbestimmung) aus-reichend, d.h. auf dem 5%-Niveau, ß-sicher.

2.2.1.4 Konsistenz von Einstellungen, Verhal-

ten und Emotionen (Hypothese 4)

Kognitive Emotionstheorien hypothetisierenfunktionale Zusammenhänge zwischen kogniti-ven Einschätzungen, Werthaltungen, Emotio-nen und Verhalten. Beispielsweise wird ange-nommen, daß die Erfüllung persönlicher Nor-men zu Stolz und ihre Verletzung zuSchuldgefühlen führt (z.B. Schwartz & Ho-ward, 1982), während die öffentliche Übertre-tung sozialer Normen Scham (z. B. Izard, 1981)oder Peinlichkeit (z. B. Edelmann, 1985) auslöst.Es liegt nahe zu vermuten, daß diese Zusam-menhänge interindividuell variieren, und weiter,daß Konsistenzzentralität die emotionalen Kon-

sequenzen Einstellungs- und Wert-konsistentenbzw. -diskrepanten Verhaltens moderiert: Jewichtiger es einer Person ist, den eigenen Über-zeugungen gemäß zu handeln, desto affektwirk-

samer sollten Verletzungen und Einhaltungendieser Überzeugungen sein. Entsprechend wirdangenommen, daß Töchter mit ausgeprägterKonsistenzzentralität besonders stark auf Kon-sistenzen und Dissonanzen zwischen ihren Pro-

sozialen Einstellungen und Persönlichen Hilfelei-stungsnormen einerseits und tatsächlichem Hil-fehandeln ihrer Mutter gegenüber andererseitsreagieren.

Die emotionalen Reaktionen wurden auf fol-

gende Weise gemessen: Wenn ich daran denke,was ich in bezug auf das Bedürfnis oder denWunsch meiner Mutter, zu heiraten (statt infreierPartnerschaft zu leben), getan oder unterlassenhabe, bin ich ... glücklich/traurig/zufrieden/är-gerlich/habe ich Schuldgefühle/bin ich stolz/wü-tend/erleichtert/schäme ich mich/habe ich einschlechtes Gewissen (sechsstufige Antwortskalazu jeder Reaktion: 1 /überhaupt nicht ... 6/sehr).Diesen Emotionsitems liegen unabhängig vonder Art des ausgewählten Bedürfnisses dreiorthogonale Faktoren zugrunde: Positive Gefüh-le (glücklich, zufrieden, stolz, erleichtert), Nega-tive Gefühle (traurig, ärgerlich, wütend, ent-täuscht) und Schuldgefühle (habe Schuldgefüh-le, schäme mich, habe schlechtes Gewissen). Die

gleiche Struktur ergibt sich, wenn die emotiona-len Reaktionen hinsichtlich aller fünf ausge-wählten Bedürfnisse simultan faktorisiert wer-

den. Die entsprechenden Skalenwerte (Summenüber die ungewichteten Markieritems) sind hin-reichend zuverlässig (Alpha > .80).

Erwartet wurden ein positiver Effekt von Hil-fe auf positive Gefühle und ein negativer Effektvon Hilfe auf Schuldgefühle (unbedingte Haupt-effekte). Diese Effekte sollten mit zunehmenderAusprägung der Einstellungen und der Persona-len Normen größer werden (Moderatoreffekt er-ster Ordnung). Schließlich, und dies ist hier hy-pothesenkritisch, sollte die Stärke der genann-ten Moderatoreffekte erster Ordnung mit derKonsistenzzentralität ansteigen. Geprüft wurdediese Moderatorhypothese zweiter Ordnung nurüber interindividuelle Konsistenzbestimmun-

gen. Entgegen den Erwartungen konnte für kei-nen der vier hypothesenkritischen Wechselwir-kungsparameter zweiter Ordnung die Nullhy-pothese verworfen werden (zwei Emotionskrite-rien, zwei Moderatoren erster Ordnung). DiesesErgebnis ist bei einer dreiprozentigen Irrtums-wahrscheinlichkeit ß-sicher.

157

2.2.1.5 Konsistenz zwischen selbst- und fremd-

eingeschätztem Verhalten (Hypothese 5)

Konsistenzzentralität im hier verstandenen Sin-

ne impliziert,daß sich Personen mit stabilen

Einstellungen auch stabil verhalten.Da eine

hohe Verhaltensstabilität valide Verhaltensbe-schreibungen durch Beobachter erleichtert

,

kann erwartet werden,daß Konsistenzzentralität

die Validität von Selbstbeschreibungen des eige-nen Verhaltens gegenüber entsprechenden Fremd-beschreibungen moderiert.

Geprüft wurde diese Hypothese hier überAussagen der Mütter, die unter anderem zum

Ausmaß der von ihrer Tochter im fraglichenZeitraum erhaltenen Hilfe mündlich oder

schriftlich befragt wurden (Schrameier, 1985).Die unbedingte Validität der entsprechendenEinschätzungen von Mutter und Tochter be-läuft sich auf r = .57 (vor Minderungskorrek-tur, beidseitige Mitteilung über die fünf Bedürf-nisse). Die Hypothese differentieller Validität inAbhängigkeit von der Konsistenzzentralitätwurde über inter- und intraindividuelle (hier:intradyadische) Konsistenzbestimmung ge-prüft. Erneut sprechen die Daten nicht zugun-sten der Hypothese. Allerdings wäre hier wegender kleinen Stichprobe von Müttern (N = 47)die Annahme der Nullhypothese - unabhängigvon der Form des Hypothesentests - mit einemäußerst hohen Fehlerrisiko von über 50% bela-

stet. Außerdem war eine Kreuzvalidierung dergeschätzten Effekt- und Zusammenhangs-parameter nicht möglich, da die Analysestich-probe zu klein war und die Mütter nur einmaligbefragt wurden (im zweiten Untersuchungszeit-raum).

2.2.1.6 Interne Konsistenz homogener Skalen

(Hypothese 6)

Das Phänomen der Pseudoattitüde im Sinne der

Elaboration einer Einstellung anläßlich ihrerErfragung (Boosch, 1986) sollte bei Personenmit hoher Konsistenzzentralität relativ geringsein, da sie um die Bildung eigenständiger Über-zeugungen und Meinungen (schon vor einer Be-fragung) bemüht sind. Sie lassen deshalb imVergleich zu Personen mit geringer Konsistenz-zentralität eine größere Konsistenz zwischen in-

haltlich verschiedenen, aber gleichsinnig wer-

tenden Aussagen über einen bestimmten Ein-stellungsgegenstand erwarten.

Geprüft wurde diese Hypothese hier am Kri-terium der internen Konsistenz (Alpha) homo-gener Skalen zur Messung von Einstellungen,Persönlichen Normen und Verantwortlichkeitsab-wehr. Die Bereitschaft zur Verantwortlichkeits-abwehr kann man ebenso wie die beiden ande-

ren Eigenschaften als eine Werthaltung auffas-sen. Sie äußert sich u.a. durch negativeVorurteile (z.B. Montada, 1983). Die Messungder Einstellungen und Personalen Normen be-ruht hier inhaltlich auf allen 34 potentiellen Be-dürfnissen oder Wünschen einer Mutter

.Beide

Instrumente lassen sich faktorenanalytisch inzwei weitgehend unabhängige, in sich homoge-ne Teilskalen zerlegen: Die erste umfaßt Bedürf-nisse nach praktischen und psychologischenHilfen

,die zweite den Wunsch der Mutter nach

Akzeptanz ihrer Weltanschauung und Werthal-tungen. Verantwortlichkeitsabwehr zielt auf älte-re Menschen generell ab, nicht spezifisch auf dieeigene Mutter. Gemessen wurde dieses Kon-strukt mit einem Fragebogen aus zwölf Items

,

deren Korrelationen sich durch zwei weitgehendunabhängige Faktoren erklären lassen: Erstensdas Abstreiten von Bedürfnissen älterer Men-schen [z. B.: Heutzutage wird die Lebenssituationalter Menschen unnötig dramatisiert (sechsstufi-ge Antwortskala: Xjstimmt genau ... 6jstimmtüberhaupt nicht)], zweitens das Bezweifeln derVerfügbarkeit von Mitteln erwachsener Kinderfür Hilfeleistungen an ihre Eltern [z.B.

: Es ist

unverantwortlich,

wenn Kinder ihre alten Eltern

betreuen; das ist Aufgabe ausgebildeter Fachkräf-te (gleiche Antwortskala wie oben)]. Geprüftwurde Hypothese 6 anhand dieser sechs homo-genen Teilskalen, die mit Ausnahme der zuletztgenannten Teilskala (Verfügbarkeit von Mit-teln) unbedingte interne Konsistenzen von über.80 besitzen. Für den Hypothesentest wurde fol-gendermaßen verfahren: Zunächst wurden ausder Konsistenzzentralität die beiden potentiellenStörmoderatoren Soziale Erwünschtheit und Ak-

quieszenz auspartialisiert. Dann wurde dieStichprobe am Mediän der so gebildeten Parti-alvariable Konsistenzzentralität dichotomisiert.

Schließlich wurde in beiden Stichprobenhälftendie interne Konsistenz der sechs beschriebenenTeilskalen berechnet.

158

Die Ergebnisse dieser Analysen entsprechennicht der Hypothese. Die Unterschiede der er-mittelten Alpha-Werte sind in keinem der sechsFälle signifikant und nur in drei Fällen wie er-wartet gerichtet. Allerdings ist die Beibehaltungder Nullhypothese ziemlich riskant. Für dieTeststärkeanalysen wurde Alpha wie ein Korre-lationskoeffizient behandelt und als Effektgrö-ße ein Wert von q = .20 in Fischers Z-Wertenangenommen (vgl. Cohen, 1969). Bei der gege-benen Stichprobengröße errechnet sich ein ß-Risiko von 27%.

2.2

.2 Validierungskriterium der Meinungssta-bilität: Stabilität von Einstellungen(Hypothese 7)

Als erste Validierungskriterien für diesen Faktorder Konsistenz-Selbsteinschätzung dienten dietatsächlichen inter- und intraindividuellen Sta-

bilitäten der schon in Hypothese 6 behandeltenMaße (für Einstellungen, Personale Normen undVerantwortlichkeitsabwehr) über die drei Unter-suchungszeiträume, also über Zeitstrecken vonneun und 18 Monaten. Wie immer wurden so-

ziale Erwünschtheit und Akquieszenz als poten-tielle Störmoderatoren statistisch kontrolliert.

In drei der 18 Regressionsanalysen (sechsTeilskalen x drei Kombinationen von Untersu-

chungszeiträumen) wurde der hypothesenkriti-sche Produktterm signifikant. Er war jedoch inzwei Fällen entgegen der Hypothese gerichtet.In den 15 verbleibenden Fällen konnte die stati-

stische Nullhypothese nicht verworfen werden.Ihre Beibehaltung unterliegt jedoch einem jenach Größe der gegebenen Analysestichprobebis zu 12%igen Irrtumsrisiko. Die geringe Test-stärke war durch den kumulativen Ausfall von

Probandinnen über die Zeit der Untersuchungbedingt. Das gleiche Problem stellte sich bei denHypothesentests über intraindividuelle Stabili-tät, deren Stärke wegen der geringen Reliabilitätder Profilstabilitäten ohnehin schon nicht hoch

war. Eine ausreichend sichere Aussage, daßMeinungsstabilität mit der tatsächlichen intrain-dividuellen Stabilität von Einstellungen, Persön-lichen Normen und Verantwortlichkeitsabwehr

nicht korreliert, ist deshalb zwar nicht möglich.Jedoch findet sich umgekehrt in den Datennicht der geringste Hinweis zugunsten der Hy-pothese. Die Zahl signifikanter Korrelationen

zwischen Meinungsstabilität und den diversenintraindividuellen Profilstabilitäten lag noch un-terhalb der Zufallserwartung von 5%.

2.2.3 Validierungskriterium der Robustheit ge-

genüber Situationseinflüssen: Konsistenzvon Kosten und Verhalten (Hypothese 8)

Personen mit ausgeprägter Robustheit gegenüberSituationseinflüssen behaupten von sich, daßauch widrige Umstände sie nicht daran hindern,ihre Überzeugungen in die Tat umzusetzen. Ko-sten, die bei der Verwirklichung einstellungsge-mäßen Verhaltens entstehen, sind ein typischesBeispiel für solche Hindernisse. Für den großenEinfluß, den sie auf Handlungsentscheidungenausüben, gibt es gerade aus der Altruismusfor-schung zahlreiche Belege (z.B. Piliavin, Dovi-dio, Gaertner & Clark, 1981).

Die Kosten, die einer Tochter aus ihrer Sichtentstehen würden, wenn sie einem bestimmtenWunsch oder Bedürfnis ihrer Mutter nachkäme,

wurden hier zu T4 eines jeden Untersuchungs-zeitraums mit Items wie dem folgenden gemes-sen: Wenn ich dem Bedürfnis oder Wunsch meinerMutter, daß ich sie pflege, weil sie vorübergehendkrank ist, nachkommen werde, entstehen mir

(sechsstufige Anwortskala: Xjsehr hohe Kosten... ßjüberhaupt keine Kosten)3. Mit Alpha = .93ist dieses Maß bei nur fünf Items erstaunlich zu-

verlässig.Geprüft wurde, ob Robustheit gegenüber Si-

tuationseinflüssen der Hypothese entsprechenddie Effekte der antizipierten Kosten auf die bei-den Kriterien Absicht und Hilfe moderiert, undob die intraindividuellen Konsistenzen zwischen

Kosten einerseits und Absicht sowie Hilfe ande-rerseits bedeutsam mit Robustheit korrelieren.

Beides war nicht der Fall. Die Ergebnisse dermoderierten Regressionsanalysen sind in ho-hem Maße ß-sicher ( < .01). Deutlich geringerfällt wiederum die Stärke der Nullhypothesen-tests über die intraindividuelle Konsistenzbe-

stimmung aus. Sie liegt hier bestenfalls bei 91%).

3 In der Instruktion zu diesem Instrument wurden die

Probandinnen angewiesen, einen breiten Kostenbegriffzu verwenden. Außer finanziellen sollten auch psychischeKosten, Zeitaufwand sowie Verzichtsleistungen jedwederArt berücksichtigt und zu einem summarischen Urteilvereint werden.

159

2.3 Validierungsstudie 2: Verantwortlichkeit ge-

genüber Benachteiligten

Diese Untersuchung war querschnittlich ange-legt. Wegen der großen Zahl von Erhebungsin-strumenten wurden jedoch fünf Meßzeitpunkteim zeitlichen Abstand von drei bis vier Wochen

vorgesehen. Wie in Untersuchung 1 wurden dieDaten mittels Fragebogen auf dem Postwege er-hoben.

Die Probandenstichprobe umfaßte zum er-sten Testzeitpunkt 340 Männer und Frauen.

Die

mittlere Ausfallquote pro Testzeitpunkt betrugsechs Prozent der Ausgangsgröße. Die Stichpro-be setzte sich zusammen aus den selbstselegier-ten Resten (1) einer nur altersmäßig (21-70Jahre) und regional (Stadt Trier) begrenzten Zu-fallsstichprobe aus der entsprechenden Grund-gesamtheit sowie (2) mehrerer Kriteriumspopu-lationen

, die im Hinblick auf die Validierung deszentralen Konstrukts der Untersuchung,

der

Existentiellen Schuld wegen unverdienter Privile-gien, definiert worden waren (vgl. Reichle,1983).

Die Messung der für die Genese existentiellerSchuldgefühle als relevant erachteten Wahrneh-mungen, Bewertungen und Personeigenschaftenwurden inhaltlich auf drei Gruppen von Be-nachteiligten bezogen,

Menschen aus der Drit-ten Welt

,türkische Gastarbeiter in der BRD

und Körperbehinderte.

2.3.1 Validierungskriterien der Konsistenzzen-

tralität

2.3.1.1 Konsistenz kognitiver,

affektiver und

konativer Einstellungskomponenten(Hypothese 9)

In der Untersuchung wurden zwei Maße derEinstellung gegenüber türkischen Gastarbeiternund gegenüber Körperbehinderten erhoben: EineListe wertender Attribute {Adjektivliste) und einVerhaltensdifferential (nach Bogardus, 1925).Mit der Adjektivliste sollten die kognitiven undemotionalen Einstellungskomponenten erfaßtwerden

, mit dem Verhaltensdifferential die kona-tiven. Erwartet wurde

, daß der Zusammenhangzwischen diesen beiden Einstellungsmaßen beiProbanden mit hoher Konsistenzzentralität en-

ger sein würde als bei Personen mit niedrigerKonsistenzzen tralität.

Die Items der beiden Verhaltensdifferentialeerwiesen sich dem Konstruktionsziel entspre-chend als weitgehend transitiv (Reproduzierbar-keitskoeffizienten n > .92) und intern konsi-stent (Alpha .90). Am leichtesten war das Item

.

«Ich würde michjederzeit mit einem Körperbehin-

derten (bzw. einem türkischen Gastarbeiter) un-terhalten» (sechsstufige Antwortskala: \[stimmtgenau ... 6/stimmt überhaupt nicht), während fürdie Bereitschaft

, eine Körperbehinderte bzw.

türkische Gastarbeiterin zu heiraten,

erwar-

tungsgemäß die durchschnittlich geringste Zu-stimmung registriert wurde. Aus den beiden Ad-jektivlisten bilden folgende Items homogeneSkalen (Alpha > .89): Der «typische türkischeGastarbeiter» ist ... sympatlnsch/ehrgeizig[klugjsauberjehrlichlfleißig[ordentlich[freundlichjaktiv[hilfsbereit[liebenswert (jeweils sechsstufige Ant-wortskala: l/überaus ... 6[überhaupt nicht).

Die Moderatorhypothese wurde über mode-rierte Regressionsanalysen mit den Verhaltens-differentialen als Regressanden, den Adjektiv-skalen als Regressoren und der Konsistenzzen-tralität als Moderator geprüft. Eine intraindivi-

duelle Konsistenzbestimmung war mangelsvergleichbarer Profile nicht möglich. Die Ergeb-nisse entsprechen nicht den theoretischen Er-wartungen. Nur einer der beiden hypothesenkri-tischen Wechselwirkungseffekte (Körperbehin-derte) wurde signifikant, er war jedoch derHypothese entgegengesetzt gerichtet.

Im ande-

ren Fall (türkische Gastarbeiter) beträgt die ß-Fehlerwahrscheinlichkeit 8%

.

2.3.1.2 Interne Konsistenz homogener Skalen

(Hypothese 10)

Hypothese 10 ist identisch mit Hypothese 6,

wurde jedoch größtenteils an anderen Eigen-schaftskonstrukten überprüft, nämlich: (1) Ver-antwortlichkeitsabwehr (a) gegenüber türkischenGastarbeitern, (b) gegenüber Menschen in derDritten Welt

, (c) gegenüber Körperbehinderten.Die verwendeten Maße entsprechen dem unterHypothese 6 beschriebenen Maß für die Verant-wortlichkeitsabwehr gegenüber älteren Men-schen und besitzen auch die gleiche faktorielleStruktur. Die internen Konsistenzen der ersten

Teilskala betragen durchschnittlich .86,die der

zweiten .73. (2) Einstellung (Verbaltensdifferen-

160

tial) gegenüber (a) türkischen Gastarbeiternund (b) gegenüber Körperbehinderten (vgl. Hy-

pothese 9). (3) Einstellung (Adjektivliste) gegen-über (a) türkischen Gastarbeitern, (b) Körper-behinderten und (c) Menschen in der DrittenWelt. Die beiden ersten Instrumente wurden be-reits unter Hypothese 9 beschrieben. Die Mes-sung der Einstellung gegenüber Menschen in

der Dritten Welt erfolgte analog; die Meßeigen-schaften sind ähnlich (Alpha =

.90). (4) Gerech-tigkeitsüberzeugungen: 32 Items, die alle mitsechsstufigen Antwortskalen (1/

'stimmt genau ...

ß/stimmt überhaupt nicht) versehen waren, mani-festieren vier weitgehend unabhängige Fakto-ren: (a) Befürwortung des Leistungsprinzips(neun Items, z. B.: Ichfinde es gerecht, daß knap-pe Studienplätze an die Bewerber mit den besse-

ren Abiturnoten vergeben werden. Alpha = .76),

(b) Befürwortung des Bedürfnisprinzips (sechsItems, z.B.: Unterhalten Freunde ein gemeinsa-mes Auto, finde ich es gerecht, wenn sie sich dieanfallenden Kosten ihrem Einkommen entspre-chend teilen. Alpha = .79), (c) Bejürwortung derChancengleichheit (sechs Items, z.B.: Bewerbensich mehrere LKW-Fahrer bei einer Spedition,finde ich es gerecht, wenn die Stelle verlost wird.Alpha = .90) und (d) Befürwortung faktischerGleichheit (vier Items, z.B.: Ich finde es gerecht,wenn zwei berufstätige Ehepartner ihr gemeinsa-mes Auto abwechselndfür die Fahrt zum Arbeits-platz benutzen. Alpha = .61).

Die Hypothese wurde wie Hypothese 6 ge-prüft. Die Ergebnisse sind ähnlich negativ: Inder Stichprobenhälfte mit überdurchschnittli-cher Konsistenzzentralität waren die internenKonsistenzen von zwei der 16 untersuchten Teil-skalen statistisch bedeutsam höher; jedoch be-stand im Schnitt über alle 16 Teilskalen ein ge-genteiliger, wenn auch schwacher und insignifi-kanter Trend (durchschnittliche Alpha-Diffe-renz: .008). Wegen der geringen Größe derTeilstichproben ist das ß-Fehlerrisiko mit über.50 allerdings äußerst groß.

2.3.1.

3 Konsistenz des moralischen Urteils

(Hypothese 11)

Der m-u-t von Lind (1978) beansprucht, struk-turelle und inhaltliche Aspekte des moralischenUrteils im Sinne der kognitiven Entwicklungs-theorie von Kohlberg (z. B. 1976) zu trennen. In

der hier verwendeten Fassung enthält er zweiDilemmas mit vorgegebener Lösung (illegaleBeschaffung von Beweismitteln, Euthanasie).Zu jedem Dilemma werden zwölf Argumentedargeboten. Sechs dieser Argumente befürwor-ten die Lösung, sechs kritisieren sie als falsch.Jedes der sechs pro- und der sechs contra-Argu-mente repräsentiert eine Entwicklungsstufe desmoralischen Urteils. Die Versuchsperson solldie Akzeptabilität jedes der insgesamt 24 Argu-mente beurteilen (hier auf sechsstufigen Schätz-skalen). Die intraindividuelle Varianz zwischenden Dilemmas und zwischen den Lösungsalter-nativen spiegelt den Inhaltseffekt auf das in-dividuelle moralische Urteil wider, die Varianzzwischen den Stufen den Struktureffekt. Dieverbleibende Varianz ist Fehlervarianz und In-halt x Struktur-Interaktionsvarianz.

Es wurde angenommen, daß Konsistenzzen-tralität sowohl mit der intraindividuellen Struk-turvarianz als auch mit der intraindividuellen

Inhaltsvarianz positiv korreliert. Hinter der An-nahme eines differentiellen Struktureffektessteht folgende Überlegung: Werturteile wirken,zumindest auf rationale Menschen, in dem

Maße überzeugend, in dem sie vernünftig be-gründet werden können. Dies gilt zumindest füralle jene Wertnormen, die sich zweckrational,also an ihren Folgen, messen lassen. Die meistender von Kohlberg und anderen beschriebenenArgumente von Probanden fügen sich nahtlos inein zweckrationales Begründungsschema. Diesgilt auch für die im m-u-t vorgegebenen Argu-mente. Von Personen mit ausgeprägter Konsi-stenzzentralität kann, da sie um eigenständigeÜberzeugungen bemüht sind, überdurchschnitt-liche Vertrautheit mit solchen zweckrationalen

Begründungen von Werturteilen erwartet wer-den. Diese Vertrautheit sollte sie befähigen, dieStruktur der im m-u-t vorgegebenen Begrün-dungen präziser zu erfassen und in ihrem Urteileinheitlicher zu berücksichtigen als Personenmit geringer Konsistenzzentralität. Mit einemdifferentiellen Inhaltseffekt wurde gerechnet,weil Personen mit ausgeprägter Konsistenzzen-tralität eine festere Meinung über die Verbind-lichkeitshierarchie der in Konflikt geratenenNormen und Werte haben sollten als Personen

mit geringer Konsistenzzentralität. Dies läßt er-warten, daß erstere im Vergleich zu letzterenauch über verschiedene Argumente hinweg die-

161

jenige Lösung eines moralischen Dilemmas be-vorzugen, die ihrer persönlichen Werthaltungnäher kommt

.

Geprüft wurde die Hypothese,indem die in-

traindividuellen Profilähnlichkeiten zwischenallen Personen der vier Antwortvektoren (zweiDilemmas x zwei Lösungsalternativen) beiKontrolle der beiden potentiellen StörvariablenSoziale Erwünschtheit und Akquieszenz mit Kon-sistenzzentralität korreliert wurden

. Die Ergeb-nisse tendieren zugunsten der Hypothese: Zweider insgesamt sechs Profilverlaufsähnlichkeitenund zwei der insgesamt sechs absoluten Profil-höhenunterschiede korrelieren signifikant posi-tiv mit Konsistenzzentralität

. Aus drei Gründenist dieses Ergebnis jedoch kein überzeugenderBeleg für die Validität der Konsistenzzentralität:Erstens sind die genannten Partialkorrelationenmit durchschnittlich

.18 niedrig. Zweitens über-wiegen insignifikante Partialkorrelationen

.

Drittens genügt das Ergebnismuster nicht demKriterium der diskriminanten Validität

,d.h.

auch die anderen Konsistenzfaktoren korrelie-ren in ähnlicher Weise und vereinzelt sogar hö-

her mit den intraindividuellen Konsistenzen desmoralischen Urteils

.

2.3

.2 Validierungskriterium der Meinungssta-bilität: Stabilität der Parteipräferenz beiBundestagswahlen (Hypothese 12)

Politisches Wahlverhalten ist ein vortrefflicherEinstellungsindikator (Tittie & Hill

, 1967). Inder vorliegenden Untersuchung wurden die Pro-banden nach ihrem Votum bei den Bundestags-wahlen 1980 und 1983 gefragt4. Die Stabilität

dieser Präferenz ist ein geeignetes Validierungs-

kriterium für Meinungsstabilität. Dies jedochnur unter der Voraussetzung, daß das politischeProfil und andere wesentliche Merkmale derParteien

, die das Wahlverhalten bedingen,aus

der Sicht der Wähler konstant blieben.

DieseVoraussetzung war bei der FDP sicher verletzt

,

da von ihr die politische Wende 1982 betriebenwurde. Deshalb wurde hier als Kriterium fürMeinungsstabilität nicht nur die faktische Über-einstimmung der beiden Wahlentscheidungen ei-

4 Die Frage nach dem Wahlverhalten wurde im März1983 gestellt, so daß falsche Erinnerungen auf das mögli-che Minimum beschränkt sein sollten

.

nes Probanden herangezogen, sondern auch eindreistufiges Maßpolitischer Ähnlichkeit der Par-

teien gebildet, welches die historischen Umstän-de der beiden Bundestagswahlen berücksichti-gen sollte. Dieses Ähnlichkeitsmaß, dessen Defi-nition Tabelle 1 entnommen werden kann

korreliert mit der binärskalierten faktischen

Konsistenz des Wahlverhaltens punktbiserial zu

.86.

Die semipartielle punktbiseriale Korrelation

des binären Stabilitätskriteriums mit der um So-

ziale Erwünschtheit und Akquieszenz bereinigten

Meinungsstabilität beträgt lediglich .04. Insigni-fikant ist auch der reine Zusammenhang zwi-schen der Meinungsstabilität und dem dreistufi-gen Stabilitätskriterium. Beide Ergebnisse spre-chen somit nicht für die Validität derKonsistenz-Selbsteinschätzung. Allerdings istder ß-Fehler der beiden Nullhypothesentests mit.33 {faktische Stabilität) und .34 (dreistufigesStabilitätsmaß) relativ hoch.

3. Zusammenfassung und Diskussion

Bisherige Versuche, Konsistenz dem Vorschlagvon Bern und Allen (1974) entsprechend überSelbsteinschätzungen zu messen

,weisen zwei

Nachteile auf: Erstens sind diese Maße unzuver-lässig, und zweitens sind sie wegen des zugrun-deliegenden Konzepts der Verhaltensvariabilitätdem Modell relativer Konsistenz nicht optimalangemessen. Deshalb können die schlechten Er-folge im Sinne der Konsistenzmoderation

,die

mit diesen Selbstbeschreibungen erzielt wurden,

nicht sicher als Ausdruck geringer Validität ge-wertet werden.

Der eigene Versuch, die genannten Schwä-chen des Bern und Alien-Maßes zu überwinden,

Tabelle 1: Definition der politischen Ähnlichkeit von Vo-ten anläßlich der beiden Bundestagswahlen 1980 und1983

Wahl 1980

Wahl 1983

CDU/CSU SPD FDP Grüne

CDU/CSU 1 3 2 3SPD 3 1 3 2FDP 2 2 2 3

Anmerkung:1 bedeutet maximale Ähnlichkeit

,3 minimale.

162

mündete in einem Fragebogen zur Messung be-reichsunspezifischer Konsistenz, der faktoren-analytisch in drei mäßig korrelierte Teile zer-fällt. Eine Teilskala mißt Konsistenzzentralität.Darunter ist die bei sich selbst wahrgenommeneBereitschaft einer Person zu verstehen, eigen-ständige Einstellungen zu entwickeln und sichdiesen entsprechend zu verhalten. Eine weitereTeilskala mißt Meinungsstabilität, das Selbstbildvon der Stabilität der eigenen Einstellungen undÜberzeugungen. Die dritte Teilskala schließlichmißt Robustheit gegenüber Situationseinflüssen,das Selbstkonzept einer Person, sie lasse sichauch durch widrige Umstände nicht davon ab-bringen, ihren Einstellungen gemäß zu handeln.Diese faktorielle Struktur erwies sich als invari-ant über verschiedene Probandenstichprobenund als weitgehend invariant über die Schlüssel-richtung der Items. Die drei besagten Teilskalensind zuverlässig im Sinne der internen Konsi-stenz (Alpha mindestens .80).

Jedoch, und dies ist das zentrale und einhelli-

ge Ergebnis der hier berichteten Untersuchun-gen, stimmen diese Konsistenz-Selbsteinschät-zungen mit entsprechenden faktischen Konsi-stenzen nicht überein:

Entgegen den Erwartungen moderierte Konsi-stenzzentralität weder den Zusammenhang zwi-schen prosozialen Einstellungen oder persönli-chen Hilfeleistungsnormen einerseits und derAbsicht der Hilfe oder der tatsächlichen Hilfe

andererseits (Hypothese 1), noch den Zusam-menhang zwischen Fremderwartungen seitenssignifikanter anderer einerseits und der Absichtzur Hilfe oder der tatsächlichen Hilfe anderer-

seits (Hypothese 2), noch den Zusammenhangzwischen der Absicht zur Hilfe und der tatsäch-

lich gewährten Hilfe (Hypothese 3), noch denZusammenhang zwischen der Konsistenz bzw.Dissonanz von Einstellungen oder Normen mitVerhalten einerseits und emotionalen Reaktio-nen auf diese Konsistenzen bzw. Dissonanzen

andererseits (Hypothese 4), noch die Validitätvon Selbsteinschätzungen des eigenen Verhal-tens gegenüber entsprechenden Fremdeinschät-zungen (Hypothese 5), noch die interne Konsi-stenz von Fragebogen, die Werthaltungen imweitesten Sinne (Einstellungen, PersönlicheNormen, Verantwortlichkeitsabwehr, Gerech-tigkeitsüberzeugungen) messen (Hypothese 6und 10), noch die Konsistenz kognitiver und

emotionaler Bestandteile einer sozialen Einstel-

lung mit der entsprechenden konativen Kompo-nente (Hypothese 9).

Ähnlich enttäuschend waren die Ergebnissebei selbstberichteter Meinungsstabilität: WiderErwarten stand diese weder mit der faktischen

Stabilität von prosozialen Einstellungen, per-sönlichen Hilfeleistungsnormen und der Ten-denz zur Verantwortlichkeitsabwehr über neun

und 18 Monate (Hypothese 7) in Zusammen-hang, noch mit der Stabilität der Parteipräfe-renz bei zwei Bundestagswahlen (Hypothese12).

Schließlich konnte auch für die dritte Kom-

ponente des Konsistenz-Selbstbildes, die Ro-bustheit gegenüber Situationseinflüssen, kein Zu-sammenhang mit faktischer Konsistenz nachge-wiesen werden. Entgegen den Erwartungenmoderierte dieser Konsistenzfaktor nicht den

Zusammenhang zwischen den antizipierten Ko-sten einer Hilfeleistung einerseits und der Ab-sicht zur Hilfe oder der tatsächlich gewährtenHilfe andererseits (Hypothese 8).

Mangelnde Reliabilität der verwendetenMeßinstrumente scheidet als Erklärung für die-se Ergebnisse aus, denn auch nach Minderungs-korrekturen bleiben die hypothesenkritischenZusammenhangs- und Effektstärken um einMehrfaches kleiner, als man für valide Selbstbe-

schreibungsmaße erwarten darf. In fast allenFällen ließ sich nicht einmal die Hypothese falsi-fizieren, die validitätskritischen Zusammen-

hangs- und Effektparameter seien vom BetragNull. Und dies, obwohl die Stärke der statisti-

schen Nullhypothesentests hier im Schnitt deut-lich höher lag als in den meisten vergleichbarenUntersuchungen. Zwar überschritt der nominel-le ß-Fehler der einzelnen Nullhypothesentestshäufig die 5%-Schwelle; man beachte aber, daßbei den Teststärkeanalysen hier von einer sehrkleinen Effektgröße ausgegangen und diese au-ßerdem den Unzuverlässigkeiten der beteiligtenMeßvariablen entsprechend abgewertet wurde.Hätte man für die Teststärkenanalysen statt ei-ner Partialdetermination von 4% eine Partialde-

termination angenommen, wie man sie sich fürein valides Meßinstrument gegenüber einem va-liden Kriterium idealerweise wünscht, also etwa

50% gemeinsame Varianz, würde sich die Stär-ke aller hier berichteten Nullhypothesentests aufüber .95 belaufen.

163

Die Befunde können nicht auf Validitätsmän-

gel der Meßvariablen, die zur Bestimmung derfaktischen Konsistenzen herangezogen wurden,zurückgeführt werden,

denn diese waren zuvor

umfangreichen Validierungsuntersuchungenunterzogen worden, deren Ergebnisse einer sol-chen Erklärung klar widersprechen (Schramei-er, 1985; Schmitt,

Montada & Dalbert, 1985;

Schmitt, Dalbert & Montada, 1985, 1986 a,

1986 b; Montada,Schmitt & Dalbert

, 1986;Montada

, Dalbert, Reichle & Schmitt, 1986;Dalbert

, 1987; Schneider, Meißner, Montada &Reichle

, 1987; Montada, Dalbert & Schmitt,1988 a

, 1988 b; Dalbert, Steyer & Montada,in

Druck).Unerheblich ist schließlich auch

,daß fakti-

sche Konsistenz mit einer Ausnahme (Hypothe-se 5) immer an Selbstbeschreibungen ermitteltwurde. Wenn hierdurch im Vergleich zu objekti-ven Daten überhaupt Verfälschungen zustandekommen

, dann sollten sich diese wegen des beiden meisten Probanden sicher gegebenen Mo-tivs, Selbstbeschreibungen nicht widersprüch-lich, sondern im Gegenteil stimmig zu gestalten,

zugunsten der Validierungshypothesen auswir-ken.

Die genannten Fakten und Argumente lassenzwei alternative Interpretationen der berichtetenErgebnisse zu: (1) Konsistenz unterliegt be-trächtlichen intraindividueUen Unterschieden

,ist

also keine generalisierte Eigenschaft.Insofern

können von unspezifischen Konsistenzeinschät-zungen keine Zusammenhänge mit bereichsspe-zifischen faktischen Konsistenzen erwartet wer-den. Diese Interpretation läßt sich zwar mit dentheoretischen und empirischen Argumenten an-fechten

, mit denen hier die Konstruktion einesunspezifischen Konsistenzmaßes begründet wor-den war (siehe oben); sollte sie sich in künftigenUntersuchungen aber dennoch bewahrheiten

,

wären (spezifische) Konsistenz-Selbsteinschät-zungen kaum mehr interessant

, da sie gegenüberipsativen Varianzen als objektiv(er)en Konsi-stenzmaßen keine nennenswerten Vorteile mehrhätten.

(2) Alternativ kann vermutet werden, daßKonsistenz-Selbsteinschätzungen der Art,

wie

sie hier untersucht wurden, generell nicht valide

sind. Für diese Interpretation sprechen die Er-gebnisse einer Fremdrateruntersuchung (vgl.Schmitt

, 1988), in der je drei Verwandte oder

Bekannte einer Versuchsperson diese hinsicht-lich der hier untersuchten Konsistenzfaktoren(Zentralität, Stabilität und Robustheit) einschät-zen sollten. Nur in wenigen Fällen überschrittendie Inter-Rater-Reliabilitäten und die Validitä

.

ten der Selbsteinschätzungen gegenüber dermittleren Fremdeinschätzung die Schwelle von.30.

Wenngleich die Ungültigkeitsthese besserfundiert ist als die Spezifitätsthese, legen sie diegleiche Schlußfolgerung nahe: Allgemeine Kon-sistenz-Selbsteinschätzungen sind offenbarnicht geeignet, Personen danach zu differenzie-ren

, wie gut sich ihr Verhalten in ein Eigen-schaftsmodell fügt.

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Manfred Schmitt, Universität Trier, Tarforst, Geb. D,

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166

Zeitschrift für Differentielle und Diagnostische Psychologie, 11,1990, Heft 3, S. 167-184

Dispositionelle Bewältigungsstile, Optimismus und Bewältigung:Ein interkultureller Vergleich

Rainer Wieland-Eckelmann* & Charles S. Carver

* BUGH Wuppertal, University of Miami

Zusammenfassung: Persönlichkeitsdispositionen wird fürdie Vorhersage des aktuellen Bewältigungsverhaltenshäufig nur ein geringer prognostischer Wert zugeschrie-ben. Dieser Beitrag befaßt sich auf dem Hintergrundeiner interkulturellen Vergleichsstudie mit den Konstruk-

ten Optimismus und dispositioneller Bewältigungsstil, diesich als Determinanten des aktuellen Bewältigungsverhal-tens in einer Reihe von Studien bewährt haben. Optimis-mus-Pessimismus wird von Scheier und Carver (1985) de-

finiert als generalisierte Tendenz, in streßbezogenen Si-tuationen mit positiven bzw. negativen Ergebnis-Erwartungen zu reagieren und problem-zentrierteBewältigungsstrategien zu benutzen. Dispositionelle For-men der Bewältigung - sensitive, defensive und nicht-

ängstliche Bewältigung - werden von Wieland-Eckel-mann und Bösel (1987) als situations- und zeitgenerali-sierte Verhaltensdispositionen definiert, die in systemati-

scher Weise mit leistungsrelevanten Persönlichkeitsmerk-

malen kovariieren, und denen der Status vonPersönlichkeitseigenschaften zugeschrieben werdenkann. Diagnostiziert werden letztere

'

mittels einer kombi-nierten Messung der Trait-Angst und der habituellen Ver-

haltensdisposition, unter Belastung/Beanspruchung dasAnspruchsniveau zu senken. Optimismus-Pessimismuswird mittels eines 12 Items umfassenden Fragebogens ge-

messen. Es wird angenommen, daß die beiden Konstruk-

te komplementäre Vorhersagen für das aktuelle Bewälti-gungsverhalten erlauben. Optimismus-Pessimismus mo-deriert das aktuelle Bewältigungsverhalten primär überdie Veränderung der emotionszentrierten Aspekte derPerson-Umwelt-Beziehung. Der dispositioneile Bewälti-gungsstil hingegen moderiert das Bewältigungsgeschehenprimär über die Veränderung der problem-zentriertenAspekte der Person-Umwelt-Beziehung. Es wird von zweiStudien berichtet, die zur Überprüfung dieser Annahmeund für den Vergleich der psychometrischen Qualitätender englisch- bzw. deutschsprachigen Versionen der In-strumente zur Messung der Konstrukte durchgeführtwurden. Die Befunde zur psychometrischen Qualität derdeutschen und englischen Versionen der Optimismus-Skala bzw. der Fragebogen des Bewältigungs-Inventarsweisen auf eine inhaltlich hinreichend vergleichbare Vali-dität hin. Die Komplementaritäts-Annahme konnte aufder Grundlage des vorliegenden Datenmaterials weitge-hend bestätigt werden. Die Befunde werden auf dem Hin-tergrund des Mediatoren- versus Moderatorenansatzesder Bewältigungsforschung diskutiert.

Abstract: Personality dispositions are often considered tohave very modest predictive validity with regard to actualcoping activities. In contrast to this view, we argue that atrait-like conceptualization of coping dispositions is afruitful approach to overcome this weakness. Previous re-search has shown that dispositional optimism and dis-positional coping style are prospective predictors of suc-

cessful adaptation to stressful and achievement-related

encounters, respectively. Optimism is operationalized in

terms of generalized expectancies for good outcomes(Scheier & Carver, 1985). Dispositional coping styles aredefined in terms of Situation- and time-generalized be-havior dispositions, which are (a) systematically relatedto achievement-relevant personality dispositions as wellas (b) State management, effort-regulation, and Perform-

ance outcomes (Wieland-Eckelmann & Bösel, 1987).Combining trait anxiety scores and stable aspiration levelshifts in the face of stressful situations, three coping styles

are identified: sensitive, defensive, and non-anxious cop-ing. It is assumed that individual differences with regardto these coping dispositions are associated in a comple-mentary way with problem-focused and emotion-focusedcoping. Optimism moderates primarily the emotion-fo-

cused aspects, and dispositional coping style moderatesprimarily the problem-focused aspects of the actual per-son-environment relationship. With regard to the abovedescribed issues, the aim of the two studies carried outhas been twofold: First, the psychometric properties ofthe instruments used to measure dispositional optimismand coping style are examined on the basis of an intercul-

tural comparative approach. Second, the differential in-fluences of optimism and coping style on daily experi-enced states either indicative for emotion- or problem-fo-

cused coping are examined. The results revealed asufficient correspondence between both the German andthe English Version ofthe measurement instruments. Fur-thermore, we found that problem-focused coping activi-ties were more closely related to the three styles ofcoping,whereas low versus high optimism influenced emotion-focused ways of coping in daily encounters. The implica-tions of these results with regard to conceptual and meth-odological issues in coping research, e.g., the differentia-

tion between moderator and mediator variables, were dis-cussed.

167