English
Kontakt
|
Open Access Repositorium für Messinstrumente |
Kurzskala Technikbereitschaft (TB, technology commitment)
Abstract: A short scale for measuring technology commitment (TB) was developed and validated. The scale is based on a model of technology readiness, which identifies three distinct facets as determinants of ind ... mehrividually different readiness to use technology: Technology acceptance, technology competence and technology control convictions. Readiness to use technology is intended to predict the successful use of new technologies, especially in old age. The results show that the model of technology readiness can be empirically confirmed and that the measurement scale has good psychometric properties (Neyer, Felber & Gebhardt, 2012). weniger
- Messinstrument
- Dokumentation
- Zitieren
- Nutzungsbedingungen
- Standardlizenz
- Zur Nutzung für andere Zwecke
kontaktieren Sie die Autor*innen
Downloads
Aktionen
Instruktion
In unserem Alltag nutzen wir eine Vielzahl technischer Produkte bzw. moderne Elektronik, z. B. im Unterhaltungs- und Kommunikationsbereich (u. a. Handys, Computer, Digitalkameras), im Haushalt (u. a. Mikrowelle, vollautomatische Küchenhelfer) oder auch im öffentlichen Leben (u. a. Bank-/Geldautomaten, Fahrkartenautomaten). Die nachfolgenden Aussagen thematisieren Ihre ganz persönliche Haltung gegenüber und Ihren Umgang mit moderner Technik. Dabei geht es nicht um ein einzelnes Gerät, sondern um Ihre Einstellung bzw. um Ihr Erleben in der Anwendung moderner Technologien/Elektronik im Allgemeinen.
Items
Tabelle 1
Items der Skala Technikbereitschaft
|
Nr. |
Item |
Polung |
Subskala |
|
1 |
Hinsichtlich technischer Neuentwicklungen bin ich sehr neugierig. |
+ |
Technikakzeptanz |
|
2 |
Ich finde schnell Gefallen an technischen Neuentwicklungen. |
+ |
Technikakzeptanz |
|
3
|
Ich bin stets daran interessiert, die neuesten technischen Geräte zu verwenden. |
+
|
Technikakzeptanz
|
|
4
|
Wenn ich Gelegenheit dazu hätte, würde ich noch viel häufiger technische Produkte nutzen, als ich das gegenwärtig tue. |
+
|
Technikakzeptanz
|
|
5
|
Im Umgang mit moderner Technik habe ich oft Angst, zu versagen. |
-
|
Technikkompetenzüberzeugungen
|
|
6
|
Für mich stellt der Umgang mit technischen Neuerungen zumeist eine Überforderung dar. |
-
|
Technikkompetenzüberzeugungen |
|
7
|
Ich habe Angst, technische Neuentwicklungen eher kaputt zu machen, als dass ich sie richtig benutze. |
-
|
Technikkompetenzüberzeugungen |
|
8 |
Den Umgang mit neuer Technik finde ich schwierig – ich kann das meistens einfach nicht. |
-
|
Technikkompetenzüberzeugungen
|
|
9 |
Ob ich erfolgreich in der Anwendung moderner Technik bin, hängt im Wesentlichen von mir ab. |
+
|
Technikkontrollüberzeugungen |
|
10 |
Es liegt in meiner Hand, ob mir die Nutzung technischer Neuentwicklungen gelingt – mit Zufall oder Glück hat das wenig zu tun. |
+
|
Technikkontrollüberzeugungen
|
|
11 |
Wenn ich im Umgang mit Technik Schwierigkeiten habe, hängt es schlussendlich allein von mir ab, dass ich sie löse. |
+
|
Technikkontrollüberzeugungen
|
|
12 |
Das, was passiert, wenn ich mich mit technischen Neuentwicklungen beschäftige, obliegt letztlich meiner Kontrolle. |
+ |
Technikkontrollüberzeugungen |
Anmerkung: Die Reihenfolge der Items kann variieren.
Antwortvorgaben
Fünfstufige Skala mit den Antwortoptionen „stimmt gar nicht“ (1), „stimmt wenig“ (2), „stimmt teilweise“ (3), „stimmt ziemlich“ und „stimmt völlig“ (5).
Auswertungshinweise
Es können Summenwerte über die (rekodierten) Items der einzelnen Facetten oder über alle Items für einen Gesamtscore für Technikbereitschaft gebildet werden.
Anwendungsbereich
Die Skala wurde bereits als Online- sowie als Papier-Bleistift-Version angewandt. Es empfiehlt sich eine Anpassung an die Bedürfnisse der Versuchsperson. Bei Einschränkungen, den Test allein und selbstständig durchzuführen, ist auch eine mündliche Befragung denkbar.
Die Skala ist im deutschen Sprachraum prinzipiell in allen Altersgruppen einsetzbar, insbesondere jedoch zur Untersuchung des Umgangs mit neuen Technologien im höheren Lebensalter sowohl für Forschung als auch Praxis entwickelt worden.
Mittels der Einführung des Konzepts der Technikbereitschaft soll das primär einstellungsorientierte Technikakzeptanzmodell von Davis (1989) um eine breitere persönlichkeitspsychologische Perspektive erweitert werden. Dies ist wichtig, um die Frage nach dem adaptiven Umgang mit Technik, insbesondere im höheren Lebensalter, zu klären. Der erfolgreiche Umgang mit Technik hängt nach Neyer et al. (2012) von Einstellungen sowie von Kompetenz- und Kontrollüberzeugungen ab. Technikbereitschaft wird als dreifaktorielles Konstrukt mit den Facetten Technikakzeptanz, Technikkompetenz- und Technikkontrollüberzeugungen verstanden. Das Messinstrument beinhaltet Items zur Erfassung dreier Subskalen, die auch zu einer Gesamtskala Technikbereitschaft zusammengefasst werden können.
Itemkonstruktion und Itemselektion
Für die Itemkonstruktion und -selektion wurde zunächst eine umfangreiche Literaturrecherche durchgeführt. Ferner orientierten sich die Autoren an etablierten Verfahren zur Einstellungs-, Selbstwirksamkeit- und Kontrollüberzeugungsmessung sowie zu Erfassung von Zu- und Umgang moderner Technologien (u. a. Fragenbogen zu Kompetenz- und Kontrollüberzeugungen (FKK) von Krampen, 1991; Skala zur allgemeinen Selbstwirksamkeitserwartung (SWE) von Schwarzer & Jerusalem, 1999, Technikbewertung und Technikerfahrung nach Mollenkopf & Kaspar, 2004). Es wurden 80 Items generiert, welche zunächst im Rahmen einer Onlinestudie 639 Testpersonen präsentiert wurden (66.0 % Frauen; M = 36.0 Jahre, SD = 17.8, Range: 19-80 Jahre). Eine auf den Itemanalysen basierende Vorauswahl von 29 Items wurde anschließend als Papier-Bleistift-Version Personen im höheren Erwachsenenalter (N = 134; 44.8 % Frauen; M = 68.4 Jahre, SD = 7.6, Range: 52-80 Jahre) vorgelegt.
Die finale Itemauswahl für die Kurzskala Technikbereitschaft basierte, wie auch schon die Itemvorauswahl, auf exploratorischen Faktorenanalysen und internen Konsistenzprüfungen. Die zwölf finalen Items wiesen die höchsten Faktorladungen (> .60) auf den theoretisch hergeleiteten Subskalen sowie Trennschärfen von rit > .30 auf. Die Kurzskala besteht aus zwölf Aussagen mit je einer fünfstufigen Skala (von 1 = stimmt gar nicht bis 5 = stimmt völlig) als Antwortformat. Die drei Facetten Technikakzeptanz, Technikkompetenz- und Technikkontrollüberzeugungen werden dabei von jeweils vier Items erfasst.
Stichproben
Die Kurzskala wurde in drei Teilstudien validiert. Hierbei wurde die faktorielle Validität und Geschlechts-, Alters- sowie Bildungsunterschiede über alle Testpersonen geprüft, weitere Validierungshypothesen wurden stichprobenspezifisch getestet.
- Stichprobe 1 (Anfallende Stichprobe: N = 513; 51.5 % Männer; M = 25.3 Jahre, SD = 5.3, Range: 18-49 Jahre): Onlinefragebogen (ca. 20 Minuten).
- Stichprobe 2 (Anfallende Stichprobe von Besuchern des Sport-Gesundheitsparks Berlin: N = 150; 64.7 % Frauen; M = 66.7 Jahre, SD = 4.8, Range: 55-75 Jahre): computergestützte Interviewstudie (ca. 90 Minuten)
- Stichprobe 3 (Teilnehmer einer Studie des Kompetenzzentrums für Hörgerätesystemtechnik Oldenburg: N = 162, 64.9 % Männer; M = 64.9 Jahre, SD = 8.5, Range: 40-80 Jahre): schriftlicher Fragebogen (ca. 30 Minuten, Kontext: Kompetenzzentrum für Hörgerätesystemtechnik)
Itemanalysen
Zur Berechnung der Item- und Skalenstatistiken sowie zur Überprüfung der faktoriellen Struktur wurden alle drei Stichproben herangezogen (N = 825; 51.5 % Männer; Alter: M = 40.7 Jahre, SD = 20.5, Range: 18-80 Jahre).
Die Testung der Altersinvarianz geschah durch den Modellvergleich der Daten der Validierungsstichproben 1 und 2, welche es im Gegensatz zu Stichprobe 3 ermöglichte junge bis mittelalte sowie ältere Erwachsene gut zu separieren (18-49 vs. 55-75 Jahre).
Faktorielle Struktur:
Das theoretisch postulierte dreifaktorielle Modell der Technikbereitschaft wurde mithilfe einer konfirmatorischen Faktorenanalyse (CFA) unter Verwendung von Maximum Likelihood Schätzungen und eines Bootstrap-Verfahrens (B = 1000 Samples) in Mplus getestet, wobei die Faktorladungen und Residualvarianzen frei geschätzt wurden. Folgende Fit-Statistiken ergaben sich basierend auf der Gesamtstichprobe: χ² = 202.04, df = 51, p < .001, CFI = 0.96, SRMR = .04, RMSEA = 0.06, RMSEA 90% KI = 0.05; 0.07 (siehe Abbildung 1). Diese können als gut bewertet werden (Schermelleh-Engel, Moosbrugger & Müller, 2003).
Ein Modell erster Ordnung wurde anschließend zur Ermittlung der Interkorrelationen der drei latenten Variablen unter Verwendung der Gesamtstichprobe getestet, wobei auch hier Faktorladungen, Residualvarianzen und Korrelationen frei geschätzt wurden. Folgende Interkorrelationen ergaben sich:
- Technikakzeptanz mit Technikkompetenzüberzeugungen: r = .54
- Technikakzeptanz mit Technikkontrollüberzeugungen: r = .48
- Technikkompetenz- mit Technikkontrollüberzeugungen zu r = .30
(ps < .001).
Abbildung 1. Dreifaktorielle Struktur der Kurzskala Technikbereitschaft, ermittelt über alle drei Validierungsstichproben (N = 825); standardisierte Lösung; signifikante Pfade sind mit * gekennzeichnet (p < .001), RMSEA = 0.06, CFI = 0.96, χ² (51) = 202.04, N = 825, Quelle: Neyer et al., 2012.
Itemkennwerte
Tabelle 2 zeigt die Mittelwerte, Standardabweichungen, Trennschärfen und Iteminterkorrelationen der Items. Die Items waren mittelschwer bis – tendenziell – leicht und wiesen eine hinreichende Streuung sowie hohe Trennschärfen (.34 < rit < .69) auf.
Itemkennwerte und Iteminterkorrelationen über alle drei Validierungsstichproben
|
# |
M |
SD |
rit TB |
rit TB-Akz |
rit TB-Komp |
rit TB-Kont |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
|
1 |
3.78 |
1.03 |
.61 |
.68 |
-- |
-- |
-- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
3.53 |
1.12 |
.69 |
.70 |
-- |
-- |
.63 |
-- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3 |
2.92 |
1.15 |
.59 |
.72 |
-- |
-- |
.63 |
.62 |
-- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4 |
2.88 |
1.26 |
.48 |
.61 |
-- |
-- |
.48 |
.53 |
.57 |
-- |
|
|
|
|
|
|
|
|
5 |
4.26 |
1.00 |
.44 |
-- |
.68 |
-- |
.22 |
.36 |
.19 |
.15 |
-- |
|
|
|
|
|
|
|
6 |
3.98 |
0.93 |
.57 |
-- |
.68 |
-- |
.37 |
.46 |
.34 |
.28 |
.54 |
-- |
|
|
|
|
|
|
7 |
4.25 |
0.99 |
.43 |
-- |
.57 |
-- |
.22 |
.30 |
.23 |
.12** |
.53 |
.45 |
-- |
|
|
|
|
|
8 |
4.13 |
0.97 |
.59 |
-- |
.75 |
-- |
.36 |
.49 |
.32 |
.24 |
.63 |
.73 |
.49 |
-- |
|
|
|
|
9 |
3.91 |
0.89 |
.48 |
-- |
-- |
.63 |
.28 |
.33 |
.26 |
.22 |
.15 |
.21 |
.19 |
.21 |
-- |
|
|
|
10 |
3.99 |
0.99 |
.34 |
-- |
-- |
.42 |
.20 |
.20 |
.22 |
.14 |
.11** |
.11** |
.16 |
.15 |
.37 |
-- |
|
|
11 |
3.33 |
1.08 |
.38 |
-- |
-- |
.55 |
.25 |
.22 |
.25 |
.23 |
.04 |
.11** |
.08* |
.07* |
.51 |
.34 |
-- |
|
12 |
3.78 |
0.98 |
.45 |
-- |
-- |
.56 |
.28 |
.32 |
.22 |
.21 |
.14 |
.21 |
.18 |
.24 |
.54 |
.32 |
.44 |
Anmerkungen. N = 825; Wertebereich der Items 1–5; rit = korrigierte Trennschärfe; TB = Technikbereitschaft; TB-Akz = Technikakzeptanz; TB-Komp = Technikkompetenzüberzeugungen; TB-Kont = Technikkontrollüberzeugungen; *p < .05, **p < .01, all rs ≥ .14 p < .001, Quelle: Neyer et al., 2012.
Reliabilität
Die internen Konsistenzen der Gesamtskala und der Subskalen Technikakzeptanz und Technikkompetenz erwiesen sich als gut (jeweils α = .84), die der Subskala Technikkontrolle als ausreichend (α = .74). Eine genauere Veranschaulichung bietet Tabelle 3.
Kennwerte der drei Teilskalen und der Gesamtskala Technikbereitschaft sowie Skaleninterkorrelationen über alle drei Validierungsstichproben
|
|
M |
SD |
α |
rho |
1 |
2 |
3 |
|
|
1 |
TB |
3.73 |
0.62 |
.84 |
.89 |
-- |
|
|
|
2 |
TB-Akz |
3.27 |
0.94 |
.84 |
.85 |
.83*** |
-- |
|
|
3 |
TB-Komp |
4.16 |
0.80 |
.84 |
.84 |
.73*** |
.42*** |
-- |
|
4 |
TB-Kont |
3.75 |
0.74 |
.74 |
.75 |
.69*** |
.38*** |
.23*** |
Anmerkungen. N = 825; Wertebereich der Skalen 1-5; α = interne Konsistenz; rho = Raykov’s Skalen-Reliabilität (basierend auf standardisierten Faktorladungen); TB = Technikbereitschaft; TB-Akz = Technikakzeptanz; TB-Komp = Technikkompetenzüberzeugungen; TB-Kont = Technikkontrollüberzeugungen; ***p < .001, Quelle: Neyer et al., 2012.
Validität
Die Konstruktvalidität wurde innerhalb aller drei Validierungsstudien in Bezug auf Zusammenhänge mit folgenden Variablen geprüft. Neben dem Einsatz der Kurzskala zur Erfassung der Technikbereitschaft kamen dafür auch weitere Erhebungsinstrumente zum Einsatz, welche zum Teil in Klammern angegeben sind:
(a) demografische Merkmale Alter, Geschlecht und Schulabschluss
(b) Persönlichkeitsmerkmale Neurotizismus und Offenheit (Big Five Inventory, deutsche Version), allgemeine Selbstwirksamkeitserwartung (Skala nach Schwarzer & Jerusalem, 1999) sowie Intelligenz (figural-räumliche Intelligenz: Matrizentest des I-S-T 2000 R von Liepmann, Beauducel, Brocke und Amthauer, 2007; psychometrische Geschwindigkeit: Zahlensymboltest (ZST) aus dem HAWIE-R von Tewes, 1991)
(c) Indikatoren erfolgreichen Alterns Lebenszufriedenheit (deutschsprachigen Version der Satisfaction with life scale (SWLS) von Schumacher, Klaiberg und Brähler, 2003), Gesundheit (SF 36 – Fragebogen zum Gesundheitszustand von Bullinger und Kirchberger, 1998) und Einstellung gegenüber dem Altern (Skala Bild vom Älterwerden von Tesch-Römer, Wurm, Hoff und Engstler, 2002)
(d) Technikbewertung und Technikerfahrung (Skalen von Mollenkopf und Kaspar, 2004; in Anlehnung an Hampel, Mollenkopf, Weber & Zapf, 1991) sowie Techniknutzung (Skala nach Künemund et al., 2010 sowie Erfragung der Nutzungshäufigkeit von neun vorgegebenen technischen Geräten: Fernseher, DVD-Player, Digitalkamera, Videokamera, Computer, moderne Telefonanlage mit Nummernanzeige und Faxgerät, Mobiltelefon, HiFi-Anlage, MP3-Player)
(e) Bereitschaft zur Versorgung bzw. dessen antizipierte Nutzung mit einem Hörgerät (à Kontext der Untersuchung: Hörzentrum)
Die Kriteriumsvalidität wurde durch die Vorhersage von aktueller Techniknutzung (Erfassung siehe oben) und Technikbiografie (Erfassung mittels zwei Fragen zur bisherigen Techniknutzung im Privatleben sowie am (früheren) Arbeitsplatz) geprüft.
Die Stärke der Zusammenhänge von Technikbereitschaft sowie den drei Subskalen können in Tabelle 4 und Tabelle 5 betrachtet werden. Zusätzlich zu den in den Tabellen berichteten Kennwerten fanden sich eine negative Korrelation von Technikbereitschaft und Alter (r = -.18, p < .001), signifikant höhere Werte für Männer in der Gesamtskala sowie in den drei Subskalen (Cohens d: 0.41-0.63; ps < .001), eine schwache Korrelation von Technikbereitschaft und Schulabschluss (r = .07, p < .05) sowie ein substanzieller Zusammenhang zwischen Techniknutzung und Technikbereitschaft (Zs > 4.84, ps < .001). Erwartungsgemäß zeigten sich keine Zusammenhänge zwischen der Skala Technikbewertung von Mollenkopf und Kaspar (2004) und der Kurzskala Technikbereitschaft (rs < .11; diskriminante Validität), aber ein positiver Zusammenhang mit der Skala Technikerfahrung (r = .70; konvergente Validität). In einer hierarchischen Regression zeigten sich in Bezug auf die Bereitschaft bzw. antizipierte Nutzung eines Hörgeräts von noch nicht mit einem Hörgerät versorgten Probanden keine Erklärungswerte für Skalen Technikbewertung (ß = .03, n. s.) und Technikerfahrung (ß = .07, n. s.), jedoch für die Skala Technikbereitschaft (ß = .25, p = .070; inkrementelle Validität). Genauere Ausführung zu den Validierungsstudien können Neyer et al. (2012) entnommen werden.
Korrelationen mit den Referenzkonstrukten aus Validierungsstudie 1
|
|
TB |
TB-Akz |
TB-Komp |
TB-Kont |
|
|
Techniknutzung |
.31*** |
.40*** |
.17*** |
.10* |
|
|
Big Five-Faktoren |
|
|
|
|
|
|
|
Neurotizismus |
-.21** |
-.13** |
-.27*** |
-.10* |
|
|
Offenheit für Erfahrung |
.29** |
.24*** |
.20*** |
.23** |
|
Gesundheit |
.37*** |
.25** |
.32*** |
.29*** |
|
Anmerkungen. N = 513; TB = Technikbereitschaft, TB-Akz = Technikakzeptanz, TB-Komp = Technikkompetenzüberzeugungen, TB-Kont = Technikkontrollüberzeugungen; *p < .05, **p < .01, ***p < .001, Quelle: Neyer et al., 2012.
Korrelationen mit den Referenzkonstrukten aus Validierungsstudie 2
|
|
TB |
TB-Akz |
TB-Komp |
TB-Kont |
|
|
Techniknutzung (Häufigkeit) |
.40*** |
.37*** |
.37*** |
.17* |
|
|
Technikbiografie |
.33** |
.29** |
.43** |
.02 |
|
|
Big Five-Faktoren |
|
|
|
|
|
|
|
Neurotizismus |
-.23** |
-.13 |
-.39*** |
-.00 |
|
|
Offenheit für Erfahrung |
.11 |
.14 |
.08 |
.04 |
|
Intelligenz (Kognitive Leistungsfähigkeit) |
|
|
|
||
|
|
I-S-T 2000 R-Matrizen |
.00 |
-.03 |
.02 |
.01 |
|
|
HAWIE-R-Zahlensymboltest |
-.08 |
-.04 |
.01 |
-.15 |
|
Lebenszufriedenheit |
.23** |
.18* |
.24** |
.11 |
|
|
Gesundheit |
|
|
|
|
|
|
|
Soziale Funktionsfähigkeit |
.17* |
.16* |
.18* |
.05 |
|
|
Psychisches Wohlbefinden |
.23** |
.21** |
.25** |
.07 |
|
Einstellung gegenüber dem Altern |
.31*** |
.22** |
.26** |
.23** |
|
Anmerkungen. N = 150; TB = Technikbereitschaft, TB-Akz = Technikakzeptanz, TB-Komp = Technikkompetenzüberzeugungen, TB-Kont = Technikkontrollüberzeugungen; *p < .05, **p < .01, ***p < .001, Quelle: Neyer et al., 2012.
Nebengütekriterien
Multigruppen-Strukturgleichungsmodelle sollten zur Überprüfung von Messinvarianz in den Gruppen junger (Stichprobe 1) und älterer Erwachsener (Stichprobe 2) dienen.
Im ersten Modell wurde die konfigurale Invarianz (die Äquivalenz der Faktorenstruktur) überprüft. Daraufhin erfolgte eine weitere Restriktion: Auch die Faktorladungen wurden gleichgesetzt, um so auf schwache faktorielle Invarianz zu testen. Im dritten Schritt erfolgte dies auch für die Intercepts und in einem letzten Schritt auch für die Residuen, um die strenge faktorielle Invarianz zu überprüfen. Betrachtet wurden hierbei die Prüfgrößen RMSEA und SRMR (Schermelleh-Engel, Moosbrugger & Müller, 2003) und der BIC (Bayesian Information Criterion) zum Modellvergleich (geringer Wert spricht für gute Modellpassung). Die Ergebnisse können auch in Tabelle 6 nachvollzogen werden und zeigen schwache faktorielle und damit auch konfigurale Invarianz. Die Annahme gleicher Faktorenstrukturen und gleicher Ladungen in beiden Gruppen konnte also bestätigt werden, woraus folgt, dass Altersinvarianz in Bezug auf die Qualität der Abbildung der Daten durch das Modell besteht. Diese Messinvarianz ergab sich über die Altersgruppen sogar trotz unterschiedlicher Erhebungsmodi in beiden Stichproben. Fehlende starke Invarianz muss nicht zwingend auf unterschiedliche Passung in den Altersgruppen hindeuten; unterschiedliche Erhebungsmodi könnten zur fehlenden starken Invarianz beigetragen haben.
Tabelle 6
Ergebnisse der Prüfung auf Invarianz
|
|
χ² (df) |
p |
RMSEA |
SRMR |
BIC |
|
konfigurale Invarianz |
192.14 (103) |
< .001 |
0.05 |
0.05 |
20009.72 |
|
schwache faktorielle Invarianz |
223.34 (112) |
< .001 |
0.06 |
0.07 |
19982.45 |
|
starke faktorielle Invarianz |
380.91 (125) |
< .001 |
0.08 |
0.10 |
20055.57 |
|
strenge Invarianz |
459.89 (139) |
< .001 |
0.08 |
0.13 |
20043.59 |
Anmerkungen. Teilstichprobe 1: Junge bis mittelalte Erwachsene N = 513; Teilstichprobe 2: Ältere Erwachsene N = 150, Quelle: Neyer et al., 2012.
Deskriptive Statistiken (Normierung)
Die Gesamtskala wies einen Mittelwert von M = 3.73 bei einer Standardabweichung von SD = 0.62 auf. Ebenso wurden diese deskriptiven Werte für die Subskalen berechnet (TB-Akz: M = 3.27, SD = 0.94; TB-Komp: M = 4.16, SD = 0.80; TB-Kont: M = 3.75, SD = 0.74) wie auch in Tabelle 3 nachzuvollziehen ist. Schiefe und Kurtosis der Items und der Skalen lagen zwischen -0.96 und 1.36 (Neyer et al., 2012). Eine Normierung wurde bislang nicht durchgeführt.
Prof. Dr. Franz J. Neyer, Friedrich-Schiller-Universität Jena, Lehrstuhl Differentielle Psychologie, Persönlichkeitspsychologie und Psychologische Diagnostik, Humboldtstraße 11, 07743 Jena, E-Mail: franz.neyer@uni-jena.de
