Zeitschrift für Psychologie: Band 192, Heft 2 1984 [Reprint 2021 ed.] 9783112470381, 9783112470374

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ISSN 0 0 4 4 - 3 4 0 9

. Z. Psychol.

• Leipzig

• 192

(1984) 2

• S.

101-212

ZEITSCHRIFT FÜR

PSYCHOLOGIE mit Zeitschrift für angewandte Psychologie

Schriftleitung F r i e d h a r t K l i x , Berlin • Hans-Dieter Schmidt, Berlin • Hubert S y d o w , Berlin Redaktion:

Unter

J ü r g e n Mehl, Berlin • Friedrich K u k l a , Berlin

Mitwirkung

von

N. Bischof, Zürich G. Clauß, Leipzig D. Dürner, Bamberg H. Düker, Marburg H . - J . Eysenck, London P . Fraisse, P a r i s W . Hacker, Dresden J . Helm, Berlin H. Hiebsch, J e n a A. Kossakowski, Berlin

E V P 12,50 M je Heft

D. Koväc, B r a t i s l a v a B. F . Lomow, Moskau D. Magnusson, Stockholm PI. D. Rösler, Rostock R . R o t h , Salzburg XV. P . Sintschenko, Moskau M. Vorwerg, Leipzig D. Wendt, H a m b u r g M. Wertheimer, Boulder

JOHANN

AMBROSIUS

BARTH

LEIPZIG

Inhalt Ehrig W a r t e g g 1897-1983. Mit Bild Hacker, W.; malen

Anna Iw anow a (Dresden). Zur psychologischen B e w e r t u n g von

101 Tätigkeitsmerk103

W e s t e r m a n n , R. (Göttingen). Zur empirischen Ü b e r p r ü f u n g des Skalenniveaus von individuellen Einschätzungen und Ratings

122

F u n k e . K.; M. Berg (Berlin). Zur V e r a r b e i t u n g negativ formulierter Sülze bei „ f o r m a l e n Denkvermögen". Ein vergleichendes E x p e r i m e n t . Mit 11 A b b

134

G ü n t h e r , R. (Warnemünde/Wustrow'). Zum E n i w i e k l u n g s a s p e k t in der Psychologie des E r w a c h senenalters. Mit 2 A b b

151

Sprung, H e l g a ; L. S p r u n g (Berlin). William Thierry I'reyer (1841—1897) als Methodologe u n d Methodiker

170

liecker, K.-TI.; l l . - D . S c h m i d t (Berlin). Uber eine bisher uncrsehlossene Quelle der Prcyer-Forschung. Mit 1 A b b

182

Buchbesprechungen

121, 150, 109, 192

Hinweise für A u t o r e n

Anschrift der R o d a k t i o n : Dr. J . M e h l , Sektion Psychologie der H u m b o l d t - U n i v e r s i t ä t , Berlin, O r a n i e n b u r g e r Str. 18, Ruf 2 8 2 50 91

211

DDR-1020

Von Originnlarbeiten liefert der Verlag an Stelle eines H o n o r a r s 50 S o n d e r d r u c k e kostenlos. Buchbesprec h u n g e n werden n i c h t v e r g ü t e t , d a f ü r bleibt das B e s p r e c h u n g s e x e m p l a r E i g e n t u m des R e f e r e n t e n . Von der Zeitschrift erscheint jährlich ein B a n d m i t 4 H e f t e n , die zwanglos ausgegeben werden. Der Bezugspreis b e t r ä g t je B a n d 50,— M, zuzüglich P o s t g e b ü h r e n . Bestellungen n e h m e n e n t g e g e n : In der D D R der P o s t z e i t u n g s v e r t r i e b und der Verlag J o h a n n Ambrosius B a r t h . In den sozialistischen L ä n d e r n der zuständige Postzeitungsvertrieb, in der B R D / B e r l i n (West) die F i r m a Zeitungsvertrieb Gebr. P e t e r m a n n , K u r f ü r s t e n s t r . I I I , D - 1000 Berlin (West) 30, u n d der örtliche Buchu n d Zeitschriftenhandel. In allen a n d e r e n S t a a t e n der örtliche Buch- u n d Zeitschriftenhandel. Bestellungen des B u c h - und Zeitschriftenhandels sind zu richten an B u c h e x p o r t Volkseigener Außenhandelsbetrieb der D D R . D D R - 7 0 1 0 Leipzig, Leninstr. 16, P o s t ' a c h 160. Anschrift des V e r l a g e s : J o h a n n Ambrosius B a r t h , D D R - 7 0 1 0 Leipzig, Salomonstr. 18h. P o s t f a c h 109, Ruf 7 0131. Anzeigen werden e r b e t e n f ü r Inland a n : V E B F a c h b u c h v e r l a g , D D R - 7 0 1 0 Leipzig, R i c h a r d - W a g n e r Str. 6 ; für Ausland an : I n t e r w e r b u n g G m b H — Gesellschaft für W e r b u n g u n d Auslandsmessen der D D R , D D R - 1 1 5 7 Berlin-Karlshorst, H e r m a n n - D u n c k e r - S t r . 89, Ruf 5 0 9 0 9 8 1 . F ü r die Anzeigenpreise gelten die Festlegungen g e m ä ß Preiskatalog Nr. 286/1 vom 1. 7. 1975.

ZEITSCHRIFT Band 192, 1984 mit Zeitschrift für angewandte Psychologie

F Ü R P S Y CH O L O G IE Heft 2 Band 98

Nachruf

Dr. Ehrig Wartegg 1897-198; { A m 9. D e z e m b e r 198.'5 \ e r s t a r b 5

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115

Hacker u. a., Psychologische Bewertung von Tätigkeitsmerkmalen

T a b 4 Hingeschätzter Einfluß von Tätigkeitsnierkmalen auf die Erhaltung und Entwicklung von Leistungsvoraussetzungen: Ausmaß, subjektive Sicherheit bezüglich des Ausmaßes und Urteilerübereinstimmung bezüglich Ausmaß und Sicherheit ( « = 3 3 Urteiler) Ausmaß der Bedeutung

Sicherheit der Bedeutung sehr sicher übereinstimmend

Sehr stark, Freiheitsgrade Übereinstimmend Bleibende Lernerfordernisse Stark, Übereinstimmend

Stark, Nicht übereinstimmend Mäßig, Ü bereinstimmend

Mäßig, Nicht übereinstimmend G ering, Übereinstimmend Gering, Nicht übereinstimmend Ohne

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116

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Bedeutung: Ausmaß: Irteilorübcreiiistimmung

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V o r b e r e i t u n gstätigkei teil K o r r e k t u r t ä tigkeiten K o o p e r a t i o n / Variabilität Abbildebeneu

A uftragswechsel Wahrnehmung/ Vielfall

Prüfen/I miang Körperliche Abwechslung K o m m u n i k a t i o n / n i c h t uultragsgeb. Verantwortung/kollektive Orientieren/Beurteilen

Prüfen/Einordnung Instandsetzungstätigkeil

Hacker u. a., Psychologische Bewertung von Tätigkeitsmerkmalen

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der Vielfalt der Wahrnehmungsprozesse, überwiegt sogar die Unsicherheit. Bei 6 Merkmalen waren sich die Urteiler bezüglich der Bedeutung sehr sicher; diese Stufe tritt hier bei der Mindestausprägung überhaupt nicht auf. Diese größeren Unsicherheiten konzentrieren sich auf die kognitiven Anforderungen mit Ausnahme der Denkanforderungen sowie auf Merkmale zur Tätigkeitsvielfalt. Hinreichende Urteilerübereinstimmung bezüglich der subjektiven Sicherheit liegt bei 21 von 43 Merkmalen, also nur etwa der Hälfte, vor. Ausreichende und unzureichende Ubereinstimmung verteilen sich auf große und mäßige Sicherheit gleich. In der Tab. 5 sind zusammenfassend die Bedeutsamkeitseinschätzungen und die Urteilsübereinstimmungen bei der Mindestausprägung der Merkmale dargestellt. Man erkennt; Ks gibt eine Gruppe von Merkmalen, denen übereinstimmend hohe Bedeutung zugesprochen wird und hinsichtlich deren Mindestausprägungen die Urteiler gleichfalls übereinstimmen. Bei der näheren Betrachtung dieser Gruppe soll 1 Merkmal mit einbezogen werden, dem hohe Bedeutung ohne ausreichende Übereinstimmung zugesprochen wurde, da in der Gruppendiskussion auch für dieses ein Konsens erzielt wurde. Diese 22 bzw. 23 Tätigkeitsmerkmale, die übereinstimmend als von hohem Einfluß angesehen werden und deren für erforderlich gehaltene Mindestausprägung gleichfalls hinreichend übereinstimmt, verteilen sich auf die oben angeführten Kategorien von Tätigkeitsmerkmalen wie folgt: Zwei Drittel der Wirkungsmerkmale und reichlich die Hälfte (58 % ) der gestaltbaren Merkmale sind in der betrachteten Gruppe enthalten. Unmittelbar und mittelbar gestaltbare Merkmale unterscheiden sich in ihren Zugehörigkeiten nicht. Insgesamt sind also keine nennenswerten Bevorzugungen von Merkinalskategorien gegeben. 3 Drei Merkmale bedürfen einer inhaltlichen Erörterung. Das sind zunächst die mit übereinstimmend hoher Bedeutung, aber ohne rechnerische Urteilerübereinstimmung bezüglich der Mindestausprägung. Es geht also um den Bereitschaftszeitanteil und den Anteil selbst zu veranlassender Verrichtungen („Aktivität/Reaktivität"). Beide Skalen arbeiten mit quantitativen Zeit- bzw. Häufigkeitsanteilen. Offensichtlich sind den Beurteilern dafür keine ausreichend präzisen Erfahrungswerte geläufig. Die Skalen müssen also bevorzugt durch spezielle Untersuchungen validiert werden. Erste Ergebnisse sind referiert bei Hacker, Richter, Iwanowa (1983). Gleichfalls aus empirischen Validierungsuntersuchungen ergibt sich eine höhere Bedeutung der in der Regel kognitiv vergleichsweise anspruchsvollen Vorbereilungstätigkeiten, die hier gerade noch hinlänglich übereinstimmend nur als mäßig bedeutsam bewertet wurden. Zur erforderlichen

Mindestbeschaffenheit

von

Arbeitsinhalten

An Hand der eben erörterten 23 Tätigkeitsmerkmale kann das „Sollbild" der Arbeitspsychologen von einer gesundheits- und persönlichkeitsfördernden Arbeitstätigkeit dargestellt werden. E s ist orientiert an den korrigierten Zentralwerten der Einzelbeurteiler Da nur die Hälfte der oben behandelten Merkmale bezüglich der Urteilssicherheit uneingeschränkt übereinstimmt, wird zur Absicherung außer den Zentralwerten der Mindestausprägungen auch ein gewogenes arithmetisches Mittel den folgenden inhaltlichen Erörterungen zugrunde gelegt. Es ist gewichtet mit der subjektiven Sicherheit. J e größer diese also ist, desto größer ist auch der Gewichtsfaktor.

3

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Z. Psychologie 192-2

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und berücksichtigt eventuell abweichende gewichtete arithmetische Millel sowie 7 5 - % Summenwerte. Hinsichtlich der aus der Arbeits- und Funktionsverteilung resultierenden Vielfalt der Teiltätigkeiten gilt: Die Tätigkeit soll wenigstens ungefähr 10 anforderungsverschiedene Arbeitsgangstufen enthalten; die Zustimmung von 75 % aller Urteiler ist sogar erst bei 10 bis 20 Arbeitsgangstufen erreicht. Sie sollte auf jeden Fall organisatorische Teilaufgaben im Sinne der Mitwirkung des Werktätigen bei der Leistungsabrechnung und der Arbeitsverteilung in der Gruppe einschließen. Gleichartig sich wiederholende Arbeitszyklen bei Montage- oder Bedientätigkeiten sollten nicht häufiger als 50mal in der Schicht, also nicht öfter als alle 7 bis 12 min, wiederkehren. Analog sollte bei Uberwachungstätigkeiten der Anteil der Bereitschaftszeit an der Schicht 50 bis 60 % nicht übersteigen, wobei die nicht durch Eingriffe unterbrochenen Bereitschaftsabschnitte überwiegend kürzer als 30 min sein sollten. Etwa 25 bis 50 % der Gesamtarbeitszeit kann durch routinemäßige, psychisch'automatisierbare Verrichtungsarten beansprucht werden. Im Sinne der Durchschaubarkeit der Produktions- und Arbeitsprozesse sind ausreichende Informationsangebote, gegebenenfalls zumindest auch über nicht direkt wahrnehmbare Einzelvorgänge in den bedingten bzw. benutzten technischen Arbeitsmitteln, und in organisatorischer Hinsicht wenigstens Informationen über die Organisation in der jeweiligen Abteilung — also nicht nur bezüglich des eigenen Arbeitsplatzes — erforderlich. Rückmeldungen über Menge und Güte sind wichtig, wobei die letzteren Information wenigstens über die Häufigkeit und Art unterlaufener Fehler enthalten sollten. Die Vorhersehbarkeit der Tätigkeitserfordernisse ist zu gewährleisten hinsichtlich des Auftretens der konkreten, einzelnen Handlungserfordernisse. Lediglich die Abschätzbarkeit der durchschnittlichen Auftrittswahrscheinlichkeiten von Handlungserfordernissen genügt also nicht. Zeitliche Freiheitsgrade sollten wenigstens für Arbeitsgangstufen vorhanden sein und ein zeitliches Disponieren — beispielsweise Verschieben — innerhalb einer Spanne von mindestens 3 bis zu 30 min zulassen. Auch inhaltlich soll die Tätigkeitsausführung vom Werktätigen selbst beeinflußbar, also nicht etwa bis ins kleinste vorgeschrieben, sein. Die größte Bedeutung haben Freiheitsgrade für die Vorgehensweisen, welche eigene Zielsetzungen ermöglichen. Sie sollten wenigstens für das Entwerfen der Abfolgen von Teiltätigkeiten durch entsprechende Auftragsgestaltung eingeräumt sein. Damit engstens verknüpft sollten Entscheidungen über effektivitätsbestimmende Alternativen möglich sein, wobei ihre Konsequenzen leicht erkennbar sind. Ein eigenes Planen wenigstens in zeitlicher Hinsicht und auf der Ebene von Arbeitsgangstufen ist zu ermöglichen. Die Tätigkeit sollte keine sozial isolierte Einzelarbeit sein, sondern Kooperationsmöglichkeiten bieten. Zumindest sollten zwei oder mehrere Werktätige arbeitsteilig so nacheinander am gleichen Arbeitsgegenstand arbeiten können, daß die Zusammenarbeit wenigstens durch gemeinsam abgestimmte, wenn auch unabhängig voneinander ausgeführte Tätigkeiten realisiert wird. Es sollten mindestens zeitliche Abstimmungserfordernisse vorliegen. Die Verantwortung sollte individuell eindeutig zuordenbar sein, und zwar als Verantwortung wenigstens für Menge und Güte der eigenen Arbeitsergebnisse mit Konsequenzen für die Entlohnung und gesellschaftliche Bewertung.

Hacker u. a., Psychologische B e w e r t u n g v o n Tätigkeitsmerkmalen

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Hinsichtlich der sich damit ergebenden kognitiven Anforderungen sollten hinausgehend über Wahrnehmungs- und Urteilsvorgänge auch Denkanforderungen leistungsbestimmender Art vorliegen. Das sollten wenigstens unvollständig-algorithmische, zeitweilig nichtalgorithmische Denkleistungen sein. Ein Wechsel zwischen verschiedenen Klassen („Ebenen") psychischer Regulationsvorgänge ist erforderlich: Nicht mehr als 60 bis 80 % der Arbeitszeit sollten psychische Regulationsvorgänge ein und derselben Ebene (also z. B. des Denkens oder der kinästhetisch regulierten automatisierten Bewegungsprogramme) verlangen. Die Kenntnis- einschließlich Verfahrensaktivierung aus dem Gedächtnis sollte wenigstens Auswahlprozesse bezogen auf die Wissensgebiete einschließen, also über das rein assoziative Abrufen gebrauchsfertiger Kenntniskomplexe durch perzeptive Signale hinausgehen. Hinsichtlich der Qualifikationsnutzung und der Lernerfordernisse sollte die berufliche Vorbildung wenigstens näherungsweise so ausgenutzt sein, daß höchstens eine geringe Wahrscheinlichkeit des Verlernens — und zwar auch nur für eng begrenzte Qualifikationsbereiche — besteht. Hochbedeutsam ist das Hinzulernen: Die Tätigkeit muß auch nach abgeschlossener Ausbildung und Einarbeitung regelmäßig in etwa zweijährigem Abstand Kenntnis- und Eertigkeitserweiterungen sowie gelegentlich auch Erweiterungen im Bereiche der Fähigkeit verlangen. Nicht weniger instruktiv ist die Umkehr der Frage: Welchen Tätigkeitsmerkmalen sprechen Arbeitspsychologen mäßige oder gar geringe Bedeutung zu? Mäßige Bedeutung entspricht — wie wir sahen — dabei überwiegend auch unzureichender Urteilerübereinstimmung. Wenig Gewicht wird den Teiltätigkeiten Vorbereiten, Prüfen und Fehlerermitteln, Korrigieren, Warten und Instandsetzen zugebilligt. Wir hatten oben als wahrscheinlichen Grund einen methodischen Mangel dieser Untersuchung erkannt. Die wechselseitige Kompensierbarkeit der hier isoliert bewerteten Teiltätigkeiten innerhalb der ganzheitlichen Strukturen vollständiger Tätigkeit wurde nicht genügend beachtet. Die oben dargestellten Forderungen zeigen jedoch, daß die Urteiler sehr wohl eine vollständige Tätigkeit für unerläßlich halten. Das ist eine Tätigkeit, die über das routinemäßige Ausführen einiger Verrichtungen, die andere durchdacht, also vorbereitet und geplant haben, die nur von anderen kontrolliert, also geprüft und bewertet werden, hinausgeht — und eine Tätigkeit, die Einblick in die Arbeitsorganisation und die Funktionsweisen der Arbeitsmittel (gewinnbar bei deren Pflege und Instandsetzung) verlangt. Zum Beleg sei erinnert an die Forderungen der Urteiler an Organisieren, Zielstellen, Entscheiden, Arbeitsgangstufenanzahl, Wiederholungshäufigkeiten, Routinebegrenzungen und erforderliche Informationsangebote. Diese von den Urteilern berücksichtigte anforderungsmäßige Kompensierbarkeit verschiedener Teiltätigkeiten ist gut vereinbar mit der heterarchischen Struktur komplexer Tätigkeiten/' In hctcrarchisch organisierten Systemen bestimmen — im Unterschied zu hierarchischen — übergeordnete Komponenten untergeordnete nicht ausschließlich. Auch können die untergeordneten Einfluß auf übergeordnete Komponenten haben. Das Systemverhalten ist das Ergebnis der Kooperation mehrerer, darunter auch gleichwertiger Systemkomponenten. Heterarchische Systeme können daher mehreren gleichwertigen, also einander nicht hierarchisch über/untergeordneten Zielen dienen. Sie sind ein allgemeineres und zutreffenderes Modell der Verhaltensregulation als hierarchische.

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9-

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Die als wenig bedeutsam angesehene Häufigkeit des Wechsels anforderungsverschiedener Aufträge ist wahrscheinlich wegen ihrer recht vieldeutigen Konsequenzen ein wenig informatives Merkmal. Der körperlichen Abwechslung wird gleichfalls geringe Bedeutung zugesprochen, wobei allerdings übereinstimmend täglich mehrfaches Wechseln der Bewegungsformen verschiedener Körperpartien sowie der Körperhaltungen als erforderlich angesehen wird. Vermutlich ist die Grundlagenrolle körperlicher Aktivitäten für kognitive Vorgänge — vermittelt über die zentralnervöse Aktivierung — und für emotionale Zustände, nämlich Stimmungen, noch ungenügend reflektiert. Damit zeichnet sich ein gemeinschaftliches Forschungs- und Weiterbildungsanliegen für Arbeitspsychologie und Arbeitshygiene ab. Für einige andere als wenig bedeutsam bewertete Merkmale bleibt mit den Mitteln der Kritericnvalidierung zu prüfen, ob es sich um vcrnachlässigbare Merkmale handelt. Das gilt für den zeitlichen Umfang von Kooperationsmöglichkeiten, für kollektive Verantwortungsübernahme und für die Kommunikationsmöglichkeiten sowie für die erforderlichen Orientierungs- und Beurteilungsvorgänge einschließlich ihrer Vielfalt und die Abstraktionsebenen von Informationsverarbeitungsvorgängen. Auch hierbei zeichnen sich offene Probleme ab. In Anbetracht des zunehmenden Umfangs des Mensch-RechnerDialogs in allen gesellschaftlichen Bereichen werden begründete Erkenntnisse wegen der vorliegenden Befürchtungen (Jansen und Rose, 1982) benötigt zu Mindestangeboten von sozialen Kooperations- und Kommunikationsmöglichkeiten, zur Gestaltung des Anschaulichkeit«- bzw. Abstraktionsgrads von Informationsangeboten sowie zu ihrer perzeptiven Vielfalt. Zusammenfassung Die Studie behandelt psychologische Aspekte der Arbeitsgestaltung. Sie berichtet über eine Möglichkeit zur Gewinnung von Grundlagen für das Bewerten der Merkmale von Arbeitstätigkeiten bezüglich ihrer gesundheits- und persönlichkeitsfördernden Auswirkungen auf die Arbeitenden. 33 Arbeits- und Ingenieurpsychologen bewerteten einzeln und in Gruppendiskussionen die Bedeutung von 45 systematisch ausgewählten Tätigkeitsmerkmalen sowie die für erforderlich gehaltene Mindestausprägung dieser Merkmale. Zusätzlich wurden die Urteilssicherheiten erfaßt. Die Ergebnisse geben ein „Sollbild" der Mindestbeschaffenheit jener Merkmale von gesundheits- und persönlichkeitsförderlichen Arbeitstätigkeiten, bezüglich derer die Urtciler übereinstimmen. Mögliche Gründe unzureichender Ubereinstimmungen bei einigen Merkmalen werden diskutiert.

Summary Subject of the paper are contributions to psychological aspects of job design. An approach to the evaluation of the dimensions of job content according to their health- and personality-promoting effects is presented. 33 experienced industrial psychologists were asked to rate (i) the significance of 45 systematically selected dimensions of job content, and (ii) the desired minimal values of each dimension. Additionally, the perceived confidence of each decision was recorded. Individual sessions and group discussions were used. The investigation results in a pattern of desired minimal values of those characteristics of health- and personality-promoting jobs as to which the raters sufficiently concern. Possible causes of insufficient concern in some dimensions are discussed.

121

Hacker u. a., Psychologische B e w e r t u n g von Tätigkeitsmerkmalen PeaiOMe

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H o c n . p a s H u x MHeHHit ncHxonoroB n o noßojiy H e K O T o p H x xapaKTepHCTHK.

Literatur Frieling, E . ; Graf Iloyos, C.: Fragebogen zur Arbeitsanalyse (FAA), Deutsche Bearbeitung des „Position Analysis Questionnaire". Bern — S t u t t g a r t — W i e n : II. I l u b e r 1978. Hacker, W . ; I w a n o w a , A . ; Richter, P . : Tätigkeitsbewertungssystem (TBS) — Verfahren zur objektiven Tätigkeitsanalyse. Berlin: Psychodiagnostisches Z e n t r u m 1983. H a c k m a n , J . R . ; Oldham, G. R . : The J o b Diagnostic S u r v e y : An I n s t r u m e n t for t h e Diagnosis of J o b s a n d the E v a l u a t i o n of J o b Redesign Projects. New H a v e n / C o n n . : Yale University, Technical R e p o r t No. 4 (1974). J a n s e n , H . ; Rose, H . : Erlernte Sprachlosigkeit — v o m Verlust des Sprachvermögens beim Einsatz von Computertechnologien, Ilektographiertes M a n u s k r i p t 1982. R o h m e r t , W . ; L a n d a u , K . : Das arbeitswissenschaftliche E r h e b u n g s v e r f a h r e n zur Tätigkeitsanalyse (AET). B e r n - S t u t t g a r t - W i e n : II. I l u b e r 1979. Volpert, W . ; Oesterreich, R . ; Gablenz-Kolakovic, S . ; Krogoll, T . ; Resch, M.: Verfahren zur E r m i t t l u n g von Regulationserfordernissen in der Arbeitstätigkeit (VERA). Köln: TUV Rheinland 1983. Eingegangen a m 25. 11. 1983 Anschr. d. V e r f . : Prof. Dr. W. Hacker, Technische Universität Sektion Arbeitswissenschaften, D D R - 8027 Dresden, Mommsenstr. 13

Buchbesprechung Colman, A . \ 1 . : G a m e Theory a n d Experimental Games. (The Study of Strategie Interaction.) 301 S. m i t 7 Abb. und 18 Tab., 1 5 , 5 x 2 3 cm. Oxford — New Y o r k — Toronto — S y d n e y — Paris — F r a n k f u r t : Pergamon Press 1982. International Series in Experimental Social Psychology. Vol. 4. K a r t o n i e r t 17,95 $. Der vorliegende B a n d ist eine hervorragende E i n f ü h r u n g in Theorie, Förschungspraxis und B e w e r t u n g der Spieltheorie in ihrer experimentellen Realisierung. Wesen und Geschichte der Theorie werden dargestellt, und es erfolgt eine klare, übersichtliche zur E i n f ü h r u n g f ü r den A n f ä n g e r geeignete Darstellung über alle bisher b e k a n n t e n und erprobten Spieltypen bis zu Meta- u n d N-Personenspielen. Die Übergänge werden als Z u s a m m e n h ä n g e u n d Fortschritte gekennzeichnet. F ü r die G r u n d t y p e n sind eindrucksvolle Validierungsexperimente beschrieben. I m A n h a n g ist der m a t h e m a t i s c h e A p p a r a t des Minimax-Theorems entwickelt. Drei von dreizehn Kapiteln sind der A n w e n d u n g der strategischen Spiele auf Lebensprobleme wie W a h l v e r h a l t e n , Entwicklungstheorie u n d Moralphilosophie gewidmet, über deren Nützlichkeit und Ü b e r z e u g u n g s k r a f t f ü r die Spieltheorie sicher divergente Auffassungen möglich sind. Der Psychologe h ä t t e sich gewünscht, einschlägige Untersuchungen zum Einfluß von Persönlichkeitsvariablen auf das Spielverhalten u. a. fachspezifische Anwendungen vorzufinden. Das Buch h a t ein Sach- und Personenregister, weist die einschlägige (westliche) Literatur zureichend aus u n d eignet sich, insbesondere mit den ersten neun Kapiteln, hervorragend f ü r Studien und Unterrichtszwecke. M. Vorwerg (Leipzig)

121

Hacker u. a., Psychologische B e w e r t u n g von Tätigkeitsmerkmalen PeaiOMe

B 3toä paöoTe oöcyw^aeTCH bo3mowhoctb nojiyieHHH ochob ^jih oijghkh xapaKTepHCTHK TpyaoBHx HeHTejiBHocTeÄ othochtgjibho bjihhhhä Ha 3j;opoBi>e h pa3BHTiie jihhhocth paöoqero. 33 ncnxcwioroB oqeHHBanH h He3aBHCitM0 J i p y r ot A p y r a h b r p y n n o B H X oßcyjKaeHHHX: — SHaieHHe 45 CTaTHcwraecKO BHÖpaHHux xapaKTepHCTHK TpyflOBLix ¿ a ^ a i — T y CTeneHB hx npOHBJieHHH, KOTopan oßMaaTejitHO aoJi/KHa 6hti>. KpoMe 3Toro ncHxojiorH oneHHBauH HanewHOCTb

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H o c n . p a s H u x MHeHHit ncHxonoroB n o noßojiy H e K O T o p H x xapaKTepHCTHK.

Literatur Frieling, E . ; Graf Iloyos, C.: Fragebogen zur Arbeitsanalyse (FAA), Deutsche Bearbeitung des „Position Analysis Questionnaire". Bern — S t u t t g a r t — W i e n : II. I l u b e r 1978. Hacker, W . ; I w a n o w a , A . ; Richter, P . : Tätigkeitsbewertungssystem (TBS) — Verfahren zur objektiven Tätigkeitsanalyse. Berlin: Psychodiagnostisches Z e n t r u m 1983. H a c k m a n , J . R . ; Oldham, G. R . : The J o b Diagnostic S u r v e y : An I n s t r u m e n t for t h e Diagnosis of J o b s a n d the E v a l u a t i o n of J o b Redesign Projects. New H a v e n / C o n n . : Yale University, Technical R e p o r t No. 4 (1974). J a n s e n , H . ; Rose, H . : Erlernte Sprachlosigkeit — v o m Verlust des Sprachvermögens beim Einsatz von Computertechnologien, Ilektographiertes M a n u s k r i p t 1982. R o h m e r t , W . ; L a n d a u , K . : Das arbeitswissenschaftliche E r h e b u n g s v e r f a h r e n zur Tätigkeitsanalyse (AET). B e r n - S t u t t g a r t - W i e n : II. I l u b e r 1979. Volpert, W . ; Oesterreich, R . ; Gablenz-Kolakovic, S . ; Krogoll, T . ; Resch, M.: Verfahren zur E r m i t t l u n g von Regulationserfordernissen in der Arbeitstätigkeit (VERA). Köln: TUV Rheinland 1983. Eingegangen a m 25. 11. 1983 Anschr. d. V e r f . : Prof. Dr. W. Hacker, Technische Universität Sektion Arbeitswissenschaften, D D R - 8027 Dresden, Mommsenstr. 13

Buchbesprechung Colman, A . \ 1 . : G a m e Theory a n d Experimental Games. (The Study of Strategie Interaction.) 301 S. m i t 7 Abb. und 18 Tab., 1 5 , 5 x 2 3 cm. Oxford — New Y o r k — Toronto — S y d n e y — Paris — F r a n k f u r t : Pergamon Press 1982. International Series in Experimental Social Psychology. Vol. 4. K a r t o n i e r t 17,95 $. Der vorliegende B a n d ist eine hervorragende E i n f ü h r u n g in Theorie, Förschungspraxis und B e w e r t u n g der Spieltheorie in ihrer experimentellen Realisierung. Wesen und Geschichte der Theorie werden dargestellt, und es erfolgt eine klare, übersichtliche zur E i n f ü h r u n g f ü r den A n f ä n g e r geeignete Darstellung über alle bisher b e k a n n t e n und erprobten Spieltypen bis zu Meta- u n d N-Personenspielen. Die Übergänge werden als Z u s a m m e n h ä n g e u n d Fortschritte gekennzeichnet. F ü r die G r u n d t y p e n sind eindrucksvolle Validierungsexperimente beschrieben. I m A n h a n g ist der m a t h e m a t i s c h e A p p a r a t des Minimax-Theorems entwickelt. Drei von dreizehn Kapiteln sind der A n w e n d u n g der strategischen Spiele auf Lebensprobleme wie W a h l v e r h a l t e n , Entwicklungstheorie u n d Moralphilosophie gewidmet, über deren Nützlichkeit und Ü b e r z e u g u n g s k r a f t f ü r die Spieltheorie sicher divergente Auffassungen möglich sind. Der Psychologe h ä t t e sich gewünscht, einschlägige Untersuchungen zum Einfluß von Persönlichkeitsvariablen auf das Spielverhalten u. a. fachspezifische Anwendungen vorzufinden. Das Buch h a t ein Sach- und Personenregister, weist die einschlägige (westliche) Literatur zureichend aus u n d eignet sich, insbesondere mit den ersten neun Kapiteln, hervorragend f ü r Studien und Unterrichtszwecke. M. Vorwerg (Leipzig)

Aus dem Instituí für Psychologie der Universität Güttingen

Zur empirischen Überprüfung des Sklalenniveaus von individuellen Einschätzungen und Ratings Ton R. Westermann Einleitung Psychologen und Sozialwissenschaftler erfassen einen erheblichen Teil der sie interessierenden Variablen und Merkmale durch numerische Schätz- oder Ratingskalen, das heißt sie fordern jeden der „Rater" auf, jedem der zu beurteilenden Objekte (Items) gemäß der jeweils von ihm empfundenen Ausprägung des betrachteten Merkmals einen Zahlenwert zuzuordnen (vgl. Guilford, 1954; Clauss, 1968; Langer und Schulz von Thun, 1974; Hennig, 1975; Dawes, 1977; Orth, 1979). Diese Zahlenwerte werden je nach vorherrschendem Anwendungszweck unterschiedlich weiterverwendet. Sollen individuenspezifische Aussagen gemacht werden, etwa über die unterschiedlichen Interessen, Ängste oder Stimmungslagen der untersuchten Personen, werden die Antworten entweder unmittelbar interpretiert oder zunächst intraindividuell verrechnet, also zum Beispiel über mehrere zusammengehörende Items gemittelt. Steht dagegen die möglichst reliable Erfassung der Merkmalsausprägungen verschiedener Objekte im Vordergrund, werden die von verschiedenen Beurteilcrn einem Objekt zugeordneten Zahlen gemittelt, und dieser Mittelwert wird als Skalenwert für dieses Objekt genommen. Auf diese Weise werden zum Beispiel bei der Konstruktion von Einstellungsskalen die Aussagen „geeicht" (vgl. Edwards, 1957, Schreiber, 1975) oder Merkmale wie die Bildhaftigkeit von Substantiven erfaßt (Baschek und Mitarb., 1977). Die resultierenden Skalenwerte können natürlich nur für ein (hypothetisches) „durchschnittliches Mitglied" einer bestimmten Population Gültigkeit haben. In einer früheren Arbeit in dieser Zeitschrift (Westermann, 1980) ist gezeigt worden, wie für derartige „Gruppenmeßwerte" das Skalenniveau bestimmt werden kann, indem untersucht wird, ob die Axiome endlicher Differenzen-Strukturen empirisch erfüllt sind. Hier soll nun gezeigt werden, wie diese Methoden adaptiert werden können, um empirisch zu prüfen, ob die von einem bestimmten Individuum den verschiedenen Objekten zugeordneten „Individualmeßwerte" Intervallskalenniveau haben. Meßtheoretische Konzepte hat auch Orth (1979, 1982) zur Bestimmung des Skalenniveaus von Ratings eingesetzt. Auf numerischen Ratingskalen ließ er dazu zum einen die Länge von 10 Strichen (1,0 cm bis 23,5 cm) einschätzen, und zum anderen auch die Differenzen zwischen allen möglichen Paaren von Strichen. Für diese zuletzt genannten Einschätzungen wurden dann die Prozentanteile der Verstöße gegen eines der Axiome einer unendlichen algebraischen Differenzen-Struklur (s. Krantz und Mitarb., 1971) ermittelt. In der vorliegenden Arbeit soll dagegen nicht von unendlichen, sondern von endlichen Differenzen-Strukturen ausgegangen werden, um der Tatsache Rechnung zu tragen, daß nur bei unendlichen Objektmengen die Erfüllung der Axiome unendlicher Meßstrukturen auch

Westermann, Skalenniveaus individueller Einschätzungen

123

hinreichend ist für eine Messung auf Intervallskalenniveau, nicht jedoch bei endlichen und u. U . g a r nicht einmal so großen O b j e k t m e n g e n , wie sie uns in der E m p i r i e begegnen. Als zweites Charakteristikum des hier beschriebenen Ansatzes sei hervorgehoben, daß g e n a u die Art von Urteilen erhoben wird, an die in den Axiomen der Differenzen-Strukturen b e s t i m m t e Anforderungen gestellt werden, nämlich Urteile darüber, bei welchem v o n zwei jeweils vorgegebenen R e i z p a a r e n der Unterschied hinsichtlich des interessierenden Merkmals größer ist. B e i d e bisher erwähnten P u n k t e führen d a z u , daß nicht nur ein, sondern drei A x i o m e empirisch ü b e r p r ü f t werden können, so daß H y p o t h e s e n über das Vorliegen individueller Intervallskalen einer strengeren P r ü f u n g (s. dazu H a g e r u n d W e s t e r m a n n , 1 9 8 3 a , b) unterzogen werden können. E n t s c h e i d u n g e n über die E r f ü l l u n g der geprüften A x i o m e sollen hier nicht — wie immer noch allgemein üblich — auf der B a s i s prozentualer Häufigkeiten von Verstößen gegen sie getroffen werden. Vielmehr können bei Anwendung der Signifikanztestmethodologie nach N e y in an u n d Pearson (s. Westermann und H a g e r , 1982) explizite, kritisierbare u n d auch revidierbare Kriterien d a f ü r festgelegt werden, wann Abweichungen von einem der deterministisch formulierten Axiome so groß sind, daß d a s A x i o m als empirisch nicht erfüllt betrachtet werden soll. Beschrieben werden soll die Yorgehensweise bei der Ü b e r p r ü f u n g des N i v e a u s individueller R a t i n g s hier exemplarisch für E i n s c h ä t z u n g e n der sozialen E r w ü n s c h t h e i t v o n E i g e n s c h a f t e n . E s wurde bewußt kein psychophysisches u n d relativ leicht einzuschätzendes Merkmal wie L ä n g e oder Gewicht ausgewählt, sondern ein s u b j e k t i v e s Merkmal ohne physikalisches K o r r e l a t , bei dem nicht nur sehr fraglich ist, ob es auf Intervallskalenniveau quantifizierbar ist, sondern sogar ob es überhaupt konsistent beurteilt werden k a n n .

Versuchsabschnitt 1: Einschätzung der Objekte Auswahl

der

Beurleilungsobjekte

I m Anschluß an Anderson (1968) hat K l a p p r o t h (1972) 338 E i g e n s c h a f t s b e g r i f f e nach ihrer sozialen Erwünschtheit auf einer R a t i n g s k a l a beurteilen lassen, deren K a t e g o r i e n mit Zahlen von — 3 über 0 bis + 3 bezeichnet waren. Dabei wurden die P r o b a n d e n gebeten, sich bei der E i n s c h ä t z u n g „einen Menschen vorzustellen" (aaO, S . 500). Von uns wurden mit einem „ L e b e n s p a r t n e r " bzw. einem „ K o m m i l i t o n e n " spezifischere B e z u g s o b j e k t e vorgegeben, u m die Wahrscheinlichkeit für intraindividuell konsistente Urteile zu erhöhen. J e nach K a t e g o r i e des vorgestellten Menschen sind nämlich durchaus unterschiedliche B e w e r t u n g e n der E i g e n s c h a f t e n zu erwarten (wir schätzen „ v e r t r ä u m t " sicher bei einem K ü n s t l e r anders ein als bei einem Yerkehrspiloten). Aus den von K l a p p r o t h (1972) verwendeten E i g e n s c h a f t e n wurden 110 E i g e n s c h a f t e n so ausgewählt, daß sie f ü r studentische P r o b a n d e n im Hinblick auf die beiden genannten B e z u g s o b j e k t e relevant erschienen und daß E i g e n s c h a f t e n mit ähnlichem oder gleichem B e d e u t u n g s g e h a l t weitgehend unberücksichtigt blieben. 1 Diese 110 I t e m s wurden in 1 Für die Zusammenstellung der Yersuclismaterialien und die Durchführung der empirischen Untersuchungen danke ich F r a u S . Anton, F r a u IJ. Giermann und F r a u II. Thölking, für die Durchführung der Auswertungsarbeilen Herrn E . Kuhlmei.

Z. Psychol. 192 (1984) 2

124

alphabetischer Reihenfolge auf 10 D I N A 4-Blätter geschrieben. Diese B l ä t t e r wurden jedem Probanden in einer anderen zufällig bestimmten Reihenfolge zur Beurteilung vorgelegt. Versuchsanweisung

und

-durchführung

In der schriftlich gegebenen Instruktion wurde jedem Probanden mitgeteilt, daß es bei dieser Befragung um die soziale Bewertung von Eigenschaften ginge, und er wurde gebeten, jeweils anzugeben, wie positiv oder negativ er die verschiedenen vorgelegten Eigenschaften beurteilt. Die eine Hälfte der Probanden wurde aufgefordert, sich bei der Beurteilung einen Lebenspartner vorzustellen, der die jeweilige Eigenschaft besitzt, die anderen Probanden sollten sich entsprechend einen Kommilitonen vorstellen. Zur Bewertung der Eigenschaften konnte jede Zahl von —100 („extrem negativ") bis + 100 („extrem positiv") gewählt werden. Die Null sollte zugeordnet werden, wenn die Tab. 1 Einschätzungen der Erwünschtheit (Se) verschiedener Eigenschaften bei einem Lebenspartner (Proband 1) Item 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 _ 14 15 16 17 18 19 20 21 22 2» 24 25 26 27 28 29 30

Item -60 -80 -40 30 -80 80 80 80 10 -30 50 80 -20 -90 -60 -60 80 -20 -60 60 -80 40 80 -60 20 80 -40 80 -20 -20

31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60

Item 60 60 90 0 -40 -20 -50 30 50 20 80 30 80 100 40 -20 30 -40 -80 80 40 8040 80 -80 -20 -80 -20 80 60

61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 . 87 88 89 90

Item -80 0 -80 60 40 80 — 40 0 40 40 50 20 -40 80 -20 60 -60 40 40 30 30 80 0 100 90 -90 80 60 20 20

91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110

-80 60 40 80 -30 60 -80 70 -90 100 -100 20 -80 -40 -70 20 -60 30 -80 80

125

Westermann, Skalenniveaus individueller Einschätzungen

betreffende Eigenschaft weder positiv noch negativ eingeschätzt wurde. Ausdrücklich wurden die Probanden gebeten, bei der Wahl der Zahlen besonders zu beachten, daß gleiche Abstände zwischen den Zahlen gleiche Unterschiede in der Bewertung darstellen sollten. Zur Verdeutlichung der Aufgabe wurde in der Instruktion und auf jedem Antwortblatt der Bereich von —100 bis + 1 0 0 in Form einer Zahlengeraden dargestellt. Diese Instruktion zielte bewußt darauf ab, die Wahrscheinlichkeit dafür zu maximieren, daß durch die individuellen Zahlenzuordnungen auch die subjektiven Unterschiede hinsichtlich des zu beurteilenden Merkmals wiedergespiegelt werden. Die Bearbeitung der Beurteilungsbögen erfolgte im Einzelversuch und ohne Zeitbegrenzung. Von den 10 Teilnehmern — sie stammten aus dem Bekanntenkreis der Versuchsleiterinnen — waren 5 männlich und 5 weiblich, 2 studierten Psychologie, 5 studierten andere Fächer und 3 hatten eine andere Ausbildung. Ihr Alter betrug 21 bis 28 Jahre, und sie hatten keinerlei Vorinformationen über die Untersuchung. Ergebnisse Aus Platzgründen wird auf die Wiedergabe der Einschätzungen aller 110 Eigenschaften durch alle 10 Personen verzichtet. Exemplarisch wird in Tabelle 1 nur das Ergebnis des Probanden 1 aufgeführt. Versuchsabschnitt 2 : Prüfung des Skalenniveaus Im folgenden soll beschrieben werden, wie anhand weiterer empirischer Daten die Hypothese geprüft werden kann, daß die von einer einzelnen Person den zu beurteilenden Objekten zugeordneten Zahlen Intervallskalenniveau haben. Die einzelnen Schritte bei der Überprüfung dieser sog. Intervallskalenhypothese werden jeweils an den Daten des Probanden 1 illustriert. Ableitung der statistischen

Hypothesen

and Auswahl der

Prüfinstanzen

Ist die Intcrvallskalenhypothese bei einem Probanden gültig, bedeutet dies, daß er den Objekten Zahlen so zugeordnet hat, daß gleichgroße subjektive Unterschiede zwischen den Objekten hinsichtlich des zu beurteilenden Merkmals durch gleichgroße Zahlendifferenzen ausgedrückt werden. Ist also die absolute Differenz zwischen den Skalenwerten der Reize a und b genau so groß wie die absolute Differenz zwischen den Skalenwerten der Reize c und d, ist bei Gültigkeit der Intervallskalenhypothese der subjektive Unterschied zwischen a und b genau so groß wie der subjektive Unterschied zwischen c und d. Formal kann dies wie folgt ausgedrückt werden: Wenn (1)

\S{a)-S{b)\ =

dann («, b) = .(c, d) .

\S{c)-S{d)\,

126

Z. Psvchol. 192 (1984) 2

Dabei-bezeichnet z. B. (a, b) den subjektiven Unterschied zwischen a und b, und = . bezeichnet die subjektive Gleichheit zweier subjektiver Unterschiede. Diese als (1) formulierte notwendige Bedingung für das Intervallskalenniveau einer Zahlenzuordnung entspricht dem Gleichabständigkeitscixiom der endlichen Differenzen-Strukturen (vgl. Krantz und Mitarb., 1971, Westermann, 1980). Ob diese Voraussetzung für das Intervallskalenniveau in einem konkreten Anwendungsfall erfüllt ist, kann wie folgt überprüft werden: Dem Probanden werden mehrere Reizquadrupel a, b, c, d vorgelegt, für die die in der Prämisse von (1) genannte Gleichheit der Skalenwertdifferenzen gilt, und er muß jeweils beurteilen, ob ihm der Unterschied zwischen a und b oder der Unterschied zwischen c und d größer erscheint. Die beiden möglichen Urteile werden mit „1" und „0" kodiert, wobei eine „1" immer bedeuten soll, daß der Unterschied innerhalb des Reizpaares mit dem niedrigeren durchschnittlichen Skalemvert als größer bezeichnet worden ist. Ist das Gleichabständigkeitsaxiom erfüllt, muß die statistische Nullhypothese des Binomialtests gelten: (2)

p(„l")=0,5,

da beide möglichen Urteile dann gleich wahrscheinlich sind. Um die Zahl n der zu beurteilenden Quadrupel festzulegen, muß man sich zum einen an der zumutbaren Belastung der Versuchsteilnehmer orientieren. Dabei ist zu berücksichtigen, daß nach unseren Erfahrungen Urteile über subjektive Unterschiede häufig als relativ ungewöhnlich und schwierig empfunden werden. Zum anderen muß n so gewählt werden, daß genügend kleine maximale Wahrscheinlichkeiten für Fehler 1. und 2. Art bei der Entscheidung über die abgeleitete statistische Hypothese (2) resultieren (vgl. Hager und Westermann, 1983a). In der vorliegenden Untersuchung wurde mit n = 20 eine relativ geringe Zahl von Replikationen gewählt. Es wurde festgelegt, daß H 0 t abgelehnt werden sollte, wenn die Zahl der „l"-Antworten kleiner/gleich 7 oder größer/gleich 13 ist, was relativen Häufigkeiten von p = 0,35 und p = 0,65 entspricht und somit nach der Klassifikation von Cohen (1977) als mittelgroße Abweichungen von p = 0,5 zu bezeichnen ist. Da bei diesen kritischen Grenzen die Wahrscheinlichkeit für einen Fehler 1. Art 0,26 beträgt, ist zwar die Wahrscheinlichkeit vergleichsweise hoch, bei einem Individuum fälschlicherweise das Gleichabständigkeitsaxiom als verletzt anzusehen, dies wird jedoch in Kauf genommen, um die Wahrscheinlichkeit für einen Fehler 2. Art gering zu halten. Bei nach Cohen (1977) großen Populationseffekten ist ß tatsächlich nur 0,10. Damit ist das Risiko relativ gering, wegen eines Fehlers bei der Entscheidung über die abgeleitete statistische Hypothese das Gleichabständigkeitsaxiom fälschlicherweise als erfüllt zu betrachten und damit eventuell die Zahlenwerte fälschlicherweise als Intervallskalenmessungen zu betrachten. Die allgemein mit Gl bis G20 bezeichneten Quadrupel wurden für jede Person so ausgewählt, daß die in der Prämisse von (1) geforderte Gleichheit der Skalenwertdifferenzen gegeben war. Ansonsten erfolgte die Auswahl relativ willkürlich und unsystematisch. Es wurde aber darauf geachtet, Quadrupel aus unterschiedlichen Merkmalsbereichen und mit unterschiedlich großen Skalenwertdifferenzen zu bekommen. Die für den Probanden 1 ausgewählten Quadrupel sind in Tab. 2 aufgeführt.

127

Westermann, Skalenniveaus individueller Einschätzungen Tab. 2

Quadrupel zur Prüfung des Gleichabständigkeitsaxioms beim Probanden 1

Quad. Nr.

Reizpaar 1 (a, b)

Reizpaar 2 (c, d)

G 1 G 2 G 3 G 4 G 5 G 6 Cr 7 G 8 G 9 G10 Cll G12 G13 6*14 G15 (71C G17 Gl 8 G19 G20

30: : empfindlich 2 7 : einfallslos 50: hilfsbereit 55: intolerant 18:: draufgängerisch 105: weltfremd 38: fleißig 39: ; flexibel 6 4 : lebenslustig 38: : fleißig 34: extravertiert 110: verständnisvoll 3 9 : flexibel 35: fanatisch 108: zielstrebig 110: verständnisvoll 3 5 : fanatisch 3 7 : feige 6 2 : langweilig 9 9 : unzuverlässig 2 2 : ehrgeizig 9 8 : unternehmungsl. 107 zerstreut 7 9 : ordentlich 56: introvertiert 5 7 : jähzornig 3 9 : flexibel 2 1 : egoistisch 3 9 : flexibel 75: oberflächlich 9 0 : sensibel 8 6 : rücksichtslos 9 : autoritär 101: verlogen 78: optimistisch 8 8 : selbstbewußt 7 9 : ordentlich 8 0 : pedantisch 5 4 : interessiert 53: intelligent

51: humorvoll 105: weltfremd 3 4 : extravertiert 4 3 : geduldig 32: ernst 40 : freigiebig 9: : autoritär 79: ordentlich 102: verschlossen 2 : aggressiv 8 8 : selbstbewußt 2 9 : eitel 6 2 : langweilig 3 : abweisend 4 2 : gebildet 9 5 : träge 6 1 : labil 9 6 : träumerisch 8 5 : rücksichtsvoll 51: humorvoll

6 0 : kühl 8 5 : rücksichtsvoll 11: beherrscht 4 4 : gerecht 3 3 : erfahren 100:: zuverlässig 4 4 : gerecht 8 5 : rücksichtsvoll 108: zielstrebig 9 : autoritär 8 5 : rücksichtsvoll 23: ehrlich 6 4 : lebenslustig 3 3 : erfahren 4 4 : gerecht 12: beliebt 3 8 : fleißig 9 4 : tolerant 8 4 : realistisch 52: höflich

Eine weitere notwendige Bedingung für das Intervallskalenniveau ist in den DifferenzenStrukturen als Monotonieaxiom formuliert. E s enthält eine Forderung an die Urteile über bestimmte Unterschiede zwischen sechs verschiedenen Reizen, die als a. b, c, aa, bb und cc bezeichnet werden sollen. Vereinfacht lautet es wie folgt (vgl. Krantz und Mitarb., 1 9 7 1 ) : (3)

Wenn (a, 6 ) > . (aa, bb) dann (a, c)=». (aa, cc) .

Dabei bezeichnet beispielsweise

und wenn (a, 6)>.

(b, c ) > . (bb, cc),

(aa, bb) die Tatsache,

daß der

Unterschied

zwischen den Reizen a und b größer beurteilt wird als der Unterschied zwischen aa und bb. Zur empirischen Prüfung des Monotonieaxioms müssen pro möglicher Prüfinstanz also jeweils drei Urteile betrachtet werden : .1/1 : (a, b) vs. (aa, bb) A12 : (b, c) vs. M3:

(bb,cc)

(a, c) vs. (aa, cc) .

Die Urteile zu diesen Quadrupeln werden so kodiert, d'aß eine „ 1 " für eine Antwort im Sinne des Axioms steht. Die Antwortsequenz 1 — 1 — 1 spricht dann für die Gültigkeit des Axioms, und die Sequenz 1 — 1 — 0 dagegen. Bei allen anderen Sequenzen ist das Axiom nicht prüfbar, da seine Prämisse nicht durch die Urteile zu den Quadrupels A / l und M'l erfüllt worden ist. Damit dies möglichst selten geschieht, wurden die Sechsergruppen von Reizen so ausgewählt, daß die Skalenwertdifferenzen zwischen a, b und c deutlich größer sind als zwischen aa, bb und cc. Um die Versuchsteilnehmer nicht zu sehr zu belasten, wurden jeweils nur drei solcher

128

Z. Psychol. 192 (1984) 2

Gruppen zur Beurteilung bestimmt. Auf die Prüfung der aus dem Monotonieaxiom ableitbaren statistischen Hypothese (4)

//^p

(„1-1-1")>0,5

für jedes Individuum mußte deshalb verzichtet werden. Um eine fälschliche Annahme der Intervallskalenhypothese möglichst zu vermeiden, wurde jedoch festgelegt, das Monotonieaxiom als nicht erfüllt anzusehen, wenn in mindestens einer der drei möglichen Prüfungen die Antwortsequenz „1 — 1 — 0 " auftritt. Die für den Probanden 1 ausgewählten drei Sechsergruppen sind aus der Tab. 3 zu ersehen, wobei jeweils bereits die drei resultierenden Quadrupel angegeben sind. Die Quadrupel .1/1.1 bis .1/3.1 gehören zur ersten Sechsergruppe, .1/1.2 bis ,1/3.2 zur zweiten und .1/1.3 bis .1/3.3 zur dritten. Tab. 3

Quadrupel zur Prüfung des Monotonieaxioms beim Probanden 1

Quad. Nr.

Heizpaar 1

,V1.1 M2A il/3.1 M\.2 .1/2.2 m.2 M 1.3 W2.3 .W3.3

57 62 57: 33: 10633 6158: 61:

jähzornig (a) langweilig (b) jähzornig («) erfahren (a) witzig (b) erfahren (a) labil («) konservat. {b) labil (a)

Reizpaar 2 62: 66 66 106: 37: 37: 58: 65: 65

langweilig kritisch kritisch witzig feige feige konservativ lebhaft lebhaft

ib) (