Funktionale Ansätze haben in der sozial- und persönlichkeitspsychologischen Forschung eine lange und einflussreiche Tradition (Snyder, 1993). Im Zentrum dieser Ansätze steht das Interesse daran, durch eine Analyse von Zielen, Motiven und Bedürfnissen zu erklären, wie Menschen sich an ihre Umweltbedingungen anpassen. Funktionale Ansätze in der Einstellungsforschung teilen die Prämisse, dass Menschen bestimmte Einstellungen aufrechterhalten und ausdrücken, weil sie daraus psychologischen Nutzen ziehen. Der wahrgenommene Nutzen kann allerdings über Individuen und Situationen hinweg variieren. Dementsprechend können unterschiedliche Individuen ähnliche Einstellungen haben und vertreten, obwohl diese in unterschiedlichen Situationen unterschiedliche psychologische Funktionen für sie erfüllen (z. B. Clary et al., 1998; Herek, 1986; Katz, 1960; Maio & Olson, 2000; Smith, Bruner, & White, 1956).

Obwohl es in der Vergangenheit bereits einige Versuche gegeben hat, funktionale Ansätze zur Untersuchung individueller Motivationen für Reisen und Tourismus heranzuziehen (z. B. Fodness, 1994), gab es bislang keine Forschung zur Frage, welche psychologischen Funktionen positive Einstellungen zu exploratorischem interkulturellen Kontakt erfüllen. Um diese Lücke zu schließen, haben Stürmer und Benbow (2017) eine umfassende Literaturrecherche in der Psychologie und einschlägigen Nachbardisziplinen durchgeführt (z. B. Soziologie, Anthropologie, Bildungswissenschaft, Tourismusforschung, Marketing, Sprachwissenschaft und Wirtschaftswissenschaften). Aufbauend auf dieser Recherche wurden anschließend mehrere empirische Studien durchgeführt, um ein psychometrisch reliables und valides Kontaktfunktionsinventar zu entwickeln und dabei gleichzeitig zentrale Annahmen eines funktionalen Ansatzes zu interkulturellen Kontakt zu testen. Das Ziel dieser Forschung bestand nicht darin, den funktionalen Ansatz zu explorativem interkulturellen Kontakt von früheren funktionalen Ansätzen zur Erklärung positiver Formen sozialen Verhaltens abzugrenzen (z. B. vom Ansatz von Clary et al., 1998). Ziel war vielmehr, das Potential existierender funktionaler Ansätze für die Aufdeckung und Systematisierung individueller Motivationen für interkulturellen Kontakt zu untersuchen.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Die Itemkonstruktion stützte sich auf eine computergestützte Literaturrecherche, die in PsycARTICLES, PsycInfo, Psychology and Behavioral Sciences Collection und anderen Datenbanken in den Wirtschaftswissenschaften, Bildungswissenschaften und Humanwissenschaften (eBusiness Source Complete, Education Source, Political Science Complete u. a.) durchgeführt wurde. Ziel war es, Forschungsartikel zu identifizieren, die sich mit individuellen Motiven/Motivationen/Funktionen für/von Intergruppenkontakt befassten. Eine Sichtung von 181 einschlägigen Artikeln, die zwischen 1950 und 04/2015 in unterschiedlichen Forschungsfeldern publiziert worden waren, führte zur Identifikation von einigen Hauptthemen, die eng mit den in der „klassischen“ Einstellungsforschung diskutierten Funktionen korrespondierten: Wissenserwerb und Verständnis, Wertausdruck, Aufrechterhaltung und Ausbau von Selbstwertgefühl, Belohnungserwartungen und soziale Affiliation. Auf der Grundlage dieser Sichtung formulierten die Autoren insgesamt 78 Items in Eigenkonstruktion, die diese und weitere in der Literatur diskutierten potentielle Funktionen und Motive abdeckten (z. B. Abenteuerlust und Sensation Seeking).

Stichproben

Konstruktionsstichprobe: Um die psychometrische Qualität der Items in einer großen und heterogenen Stichprobe zu untersuchen, wurden im Sommer 2015 732 deutsche Staatsbürger (491 Frauen, 236 Männer, M_Alter = 34.21 Jahre, SD = 12.24 Jahre, Spannweite 18 bis 85 Jahre) über soziale Medien und die Webseite des psychologischen Labors der FernUniversität in Hagen für eine Online-Befragung zu individuellen Gründen für interkulturellen Kontakt rekrutiert. Teilnehmende wurden nicht entlohnt, Psychologie-Studierende der FernUniversität konnten aber für ihre Teilnahme Versuchspersonenstunden erhalten. Der Großteil der Untersuchungspersonen war berufstätig (n = 564) und arbeitete in unterschiedlichen Berufsfeldern (n = 128 studierten ohne gleichzeitige Berufstätigkeit, n = 30 gaben an, derzeit nicht berufstätig zu sein, n = 10 ohne Angabe). Nahezu alle Untersuchungspersonen hatten Erfahrungen mit Menschen aus fremden Kulturen. 48 % berichtete über private und 31 % über berufliche Auslandsaufenthalte, die über 4 Wochen hinausgingen. 102 Untersuchungspersonen (73 Frauen, 28 Männer, 1 keine Angabe, M_Alter = 35.02 Jahre, SD = 11.40 Jahre, Spannweite 19 bis 67 Jahre) nahmen an einer Nachbefragung teil, die der Prüfung der Stabilität und der prädiktiven Validität diente. Das Zeitintervall zwischen den beiden Befragungen betrug im Minimum 4 Wochen, im Maximum 4 Monate.

Validierungsstichprobe: Um das in der Konstruktionsstichprobe ermittelte 6-Faktoren Modell mit je 5 Items pro Faktor mit einer konfirmatorischen Faktorenanalyse (confirmatory factor analysis, CFA)  zu validieren, wurde im Herbst 2016 über Clickworker eine unabhängige, nicht studentische Stichprobe von 568 deutschen Staatsbürgern für eine Online-Befragung zu individuellen Gründen für interkulturellen Kontakt rekrutiert (282 Frauen, 285 Männer, 1 anderes Geschlecht, M_Alter = 36.82 Jahre, SD = 12.04 Jahre, Spannweite 16 bis 65 Jahre). Teilnehmende wurden nach Mindestlohn für ihre Zeit entlohnt.

Weitere Hinweise für die Reliabilität und die Validität des Inventars werden durch zwei Experimente erbracht (N = 211 und N = 127), die im Jahre 2016 durchgeführt wurden und hier nur kurz berichtetet werden. Für einen detaillierten Bericht siehe Stürmer und Benbow (2017, Studie 2a und 2b).

Itemanalysen

Nach einer ersten Inspektion deskriptiver Itemstatistiken wurden alle 78 Items einer vorläufigen Hauptachsenanalyse (principle axis factor analysis, PAF) mit direkter Oblimin-Rotation unterzogen, um die Items zu identifizieren, die kohärente und schwach korrelierte Dimensionen repräsentieren (Fabrigar & Wegener, 2014). Die Inspektion des Screeplots legte eine 6-Faktoren-Lösung nahe (Cattell, 1966). Auf der Grundlage der Ergebnisse dieser Analyse wurden zunächst Items mit Doppelladungen oder Ladungen <│.30│ auf ihrem primären Faktor eliminiert. Eine nachfolgende PAF klärte 68.43 % der Gesamtvarianz auf. Für die ersten 8 Faktoren ergaben sich für die unrotierte Lösung folgende Eigenwerte (Varianzaufklärungen in Klammern): 12.84 (31.32 %), 6.80 (16.59 %), 3.14 (7.66 %), 2.21 (5.40 %), 1.74 (4.25 %), 1.32 (3.21 %), .80 (1.96 %), .65 (1.59 %), was ebenfalls die Extraktion von sechs Faktoren nahelegte. Auf der Grundlage dieser Ergebnisse wurden für jeden Faktor die 5 Items mit den höchsten Faktorladungen ausgewählt. Eine anschließende PAF mit direkter Oblimin-Rotation über die 30 Items extrahierte 6 gut interpretierbare und der theoretischen Struktur entsprechende Faktoren, die gemeinsam 70.89 % der Gesamtvarianz aufklärten und Eigenwerte über 1.000 aufzeigten. Die Items und die Faktorladungen sind Tabelle 2 zu entnehmen. Der erste Faktor wird durch soziale Entwicklung definiert (Menschen kennenlernen, neue Freunde); der zweite Faktor durch Wissenserwerb und Verständnis (neue Perspektiven, Entdeckungen); der dritte Faktor durch berufliche Weiterentwicklung (neue berufliche Möglichkeiten, Kompetenzen); der vierte Faktor durch Wertausdruck (Toleranz, Ablehnung von Diskriminierung); der fünfte Faktor durch Sorge um das Gruppenimage (eigene Gruppe positiv darstellen, Wissen über eigene Kultur verbreiten) und der sechste Faktor durch Sorge um das persönliche Image (soziale Schuldgefühle vermeiden, Erwartungen erfüllen). Alle Items hatten substantielle absolute Ladungen auf ihrem primären Faktor, mit individuellen Ladungen zwischen .49 und .91 und einem Mittelwert von .75. Außerdem wiesen die Items keine Ladungen über .30 auf einem zweiten Faktor auf. Nachfolgende separate PAFs mit den fünf Items der jeweiligen Subskalen bestätigten die unidimensionale Struktur jedes der sechs Faktoren.

Tabelle 2

Items und Faktorladungen des 30-Item Kontaktfunktionsinventars

Anmerkung: PAF, direkte Oblimin-Rotation. Nur Faktorladungen > │.40│ werden dargestellt. N = 732 (Stürmer & Benbow, 2017, Studie 1a).

Eine konfirmatorische Faktorenanalyse (CFA) in der Validierungsstichprobe bestätigte das 6-Faktoren-Modell, c2(390) = 779.07, p < .001; CFI = .94; TLI = .93; RMSEA = .06 (vgl. Abb. 1).

Abbildung 1. Konfirmatorische Faktorenanalyse der 30 Items des Kontaktfunktionsinventars. Falls nicht anders indiziert (†), sind alle Koeffizienten signifikant mit p < .05. N = 568 (Stürmer & Benbow, 2017, Studie 1a).

Weitere Analysen demonstrierten die Überlegenheit des 6-Faktoren-Modells gegenüber zwei theoretisch plausiblen Alternativmodellen. In Alternativmodell 1 wurden Sorge um das persönliche Image und Sorge um das Gruppenimage zu einer globalen Selbstbildfunktion zusammengefasst. In Alternativmodell 2 wurden Wissenserwerb und Verständnis und berufliche Weiterentwicklung zu einer globalen instrumentellen Funktion zusammengefasst. Beide Alternativmodelle hatten einen signifikant schlechteren Fit als das 6-Faktoren-Modell (Tabelle 3).

Tabelle 3

Modellvergleiche und Vergleichsstatistiken

Anmerkung: RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation, CFI = Comparative Fit Index, TLI = Tucker-Lewis Index, ***p < .001. N = 568 (Stürmer & Benbow, 2017, Studie 1a).

Itemkennwerte

Tabelle 4

Itemmittelwerte, Standardabweichungen und Item-Skala Korrelationen für die Konstruktions- und die Validierungsstichprobe

Anmerkung: 7-stufige Ratingskalen (1 = nicht wichtig, 4 = mittelmäßig, 7 = sehr wichtig). r_{it =} korrigierte Item-Subskala-Korrelation (Stürmer & Benbow, 2017, Studie 1a).

Objektivität

Auf Grund der standardisierten Instruktion ist die Durchführungsobjektivität gewährleistet, die Auswertungsobjektivität ergibt sich durch die eindeutige Zuordnung der Items zu Subskalen. Wir empfehlen, basierend auf der theoretischen Herleitung und den Ergebnissen der konfirmatorischen Faktorenanalysen, die Subskalen des KFI-30 zu verwenden und keinen Gesamtscore über die komplette Skala zu bilden.

Reliabilitäten, deskriptive Skalenkennwerte und Interskalenkorrelationen

Die 6 Subskalen weisen sowohl in der Konstruktionsstichprobe als auch in der Validierungsstichprobe gute bis exzellente interne Konsistenzen auf (s. Tabelle 5).

Tabelle 5

Deskriptive Statistiken und Reliabilität (Cronbachs α) für Konstruktions- und Validierungsstichprobe

In  beiden Stichproben wies die Subskala Wissenserwerb und Verständnis den höchsten und die Subskala Sorge um das persönliche Image den niedrigsten Skalenmittelwert auf, während die Skalenmittelwerte für Wertausdruck , soziale Entwicklung , beruflichen Weiterentwicklung , und Sorge um das Gruppenimage dazwischenlagen. Die durchschnittliche Interskalenkorrelation der Konstruktionsstichprobe war von mittlerer Größe, r = .31, wobei die kleinste Korrelation zwischen Wissenserwerb und Verständnis und Sorge um das persönliche Image, r = -.03, p = .38, und die größte Korrelation zwischen Sorge um das persönliche Image und Sorge um das Gruppenimage bestand, r = .58, p < .001 (zweiseitige Signifikanztests). Die durchschnittliche Interskalenkorrelation der Konfirmationsstichprobe war wiederum von mittlerer Größe, r = .37, wobei die kleinste Korrelation Wissenserwerb und Verständnis und Sorge um das persönliche Image, r = .03, p = .51, und die größte Korrelation zwischen Wissenserwerb und Verständnis und Wertausdruck bestand, r = .70, p < .001 (zweiseitige Signifikanztests).

Test-Retest-Reliabilität: 102 Untersuchungspersonen der Konstruktionsstichprobe nahmen an einer Nachbefragung teil, die u. a. der Prüfung der Stabilität (Test-Retest-Reliabilität, r_tt) diente (Stürmer & Benbow, 2017, Studie 1b). Das Zeitintervall zwischen den beiden Befragungen betrug im Minimum 4 Wochen im Maximum 4 Monate. Die Stabilitäten für die einzelnen Subskalen waren wie folgt: soziale Entwicklung: r_tt = .70; Wissenserwerb und Verständnis: r_tt = .55; Wertausdruck: r_tt = .55; berufliche Weiterentwicklung: r_tt = .54; Sorge um das Gruppenimage: r_tt = .52; Sorge um das persönliche Image: r_tt = .44 (alle ps < .05; zweiseitige Signifikanztests). So ist erkennbar, dass die Stabilitäten für eher fremd-orientierte Funktionen etwas stabiler sind, als die eher selbst-orientierten. Dies entspricht, zusammen mit den insgesamt mittelstarken Stabilitäten, den theoretischen Erwartungen für individuelle motivationale Funktionen, da diese zwar grundlegende individuelle Motivlagen widerspiegeln, aber auch nach Bewertungsgegenstand und -kontext variieren sollten.

Validität

Inhaltliche Validität

Die Items des Inventars wurden, basierend auf umfangreicher Literaturrecherche, entwickelt und faktorenanalytisch auf theoretisch sinnvolle Subfacetten reduziert. Inhaltlich/Konzeptionell werden somit wichtige nuancierte Gründe für interkulturellen Kontakt valide abgebildet. Dennoch ist anzunehmen, dass es weitere mögliche Funktionen des explorativen Kontaktes mit fremden Kulturen gibt, die nicht durch dieses Inventar erfasst werden.

(Inkrementelle) konkurrente Validität

Korrelationsanalysen in der Konstruktionsstichprobe bestätigen signifikante und positive Korrelationen zwischen den 6 Kontaktfunktionsskalen und dem von den Untersuchungsteilnehmern berichteten habituellen interkulturellen Explorationsverhalten (Stürmer & Benbow, 2017, Studie 1a). Letztere Variable wurde mit einer bereits von Stürmer et al. (2013) verwendeten 9-Item-Skala erfasst, die erfragt, wie viel Zeit die Befragten in der Vergangenheit damit verbracht haben, fremde Kulturen kennenzulernen (z. B. Reisemagazine oder Sachbücher über fremde Kulturen lesen, Kontakt suchen, siehe auch Barbarino & Stürmer, 2016). Die durchschnittliche Korrelation zwischen den 6 Kontaktfunktionen und dem selbstberichten Explorationsverhalten war von mittlerer Größe, r = .30. Die höchste Korrelationen mit dem Explorationsverhalten bestand für die Subskala Wissenserwerb und Verständnis, r = .45, p < .001, die niedrigste für die Subskala Sorge um das persönliche Image, r = .14, p < .001, während die Korrelationen für soziale Entwicklung, r = .43, p < .001, Wertausdruck, r = .36, p < .001, berufliche Weiterentwicklung, r = .25, p < .001, und Sorge um das Gruppenimage, r = .16, p < .001, zwischen diesen Werten lagen (zweiseitige Signifikanztests).

Für Hinweise auf die inkrementelle Validität wurde eine Serie von separaten hierarchischen multiplen Regressionsanalysen mit interkulturellen Explorationsverhalten als Kriterium durchgeführt, in denen in einem ersten Analyseschritt für Zusammenhänge mit den grundlegenden Persönlichkeitsdimensionen („Big-Five“) Offenheit für Erfahrungen, Gewissenhaftigkeit, Extraversion, Verträglichkeit und Neurotizismus (BFI-10, Rammstedt, 2007) kontrolliert wurde. Im Einklang mit früheren Befunden (z. B. Stürmer et al., 2013; Barbarino & Stürmer, 2016) zeigten sich signifikante eigenständige Zusammenhänge zwischen Extraversion, β = .16, p < .001, bzw. Offenheit für Erfahrungen, β = .26, p = .001, und dem Explorationsverhalten, R² = .10, F(5,726) = 16.59. Von besonderer Bedeutung für die inkrementelle Validität war der Befund, dass alle 6 individuellen Kontaktfunktionen zur Varianzaufklärung beitrugen, wenn sie im zweiten Schritt in die Regressionsgleichung aufgenommen wurden, alle ΔR²s > .02, ΔFs(1,725) > 18.30. Die individuellen βs für die sechs Funktionen waren alle signifikant und positiv: Wissenserwerb und Verständnis, β = .39, p < .001, soziale Entwicklung, β = .38, p < .001, Wertausdruck, β = .30, p < .001, berufliche Weiterentwicklung, β = .25, p < .001, Sorge um das persönliche Image, β = .17, p < .001, und Sorge um das Gruppenimage, β = .15, p < .001 (zweiseitige Signifikanztests).

(Inkrementelle) prädiktive Validität

Hinweise für die prädiktive Validität wurden in der Stichprobe der 102 Untersuchungspersonen der Konstruktionsstichprobe erbracht, die an der Nachbefragung teilnahmen (Stürmer & Benbow, 2017, Studie 1b). Korrelationsanalysen zwischen den individuellen Kontaktfunktionen (gemessen zum ersten Befragungszeitpunkt) und interkulturellen Explorationsverhalten (gemessen in der Nachbefragung, im Minimum 4 Wochen, im Maximum 4 Monate später) erbrachte signifikante prädiktive Korrelationen für Wissenserwerb und Verständnis, r = .48, p < .001, soziale Entwicklung, r = .24, p < .05, Wertausdruck, r = .24, p < .05 und berufliche Weiterentwicklung, r = .22, p < .05. Die Korrelationen für Sorge um das persönliche Image, r = .19, und Sorge um das Gruppenimage, r = .16, waren nicht signifikant (zweiseitige Signifikanztests).

Cross-lagged panel Analysen (CLPA; Heise, 1975), in denen der Vorhersagewert des zum ersten Befragungszeitpunkt erfassten Explorationsverhaltens statistisch kontrolliert wurde, erbrachten darüber hinaus weitere Hinweise für die inkrementelle Validität. So trug die Subskala Wissenserwerb und Verständnis auch bei statistischer Kontrolle des Explorationsverhaltens zum ersten Befragungszeitpunkt signifikant zur Vorhersage des zum zweiten Zeitpunkt erfassten Explorationsverhaltens bei, β = .25, p = .001. Für Wertausdruck, β = .14, p = .062, berufliche Weiterentwicklung, β = .13, p = .07, soziale Entwicklung, β = .11, p = .125, Sorge um das persönliche Image, β = .09, p = .201, und Sorge um das Gruppenimage, β = .13, p = .07, waren die entsprechenden Koeffizienten geringer und nicht statistisch zuverlässig (zweiseitige Signifikanztests).

Weitere (experimentelle) Belege für die prädiktive Validität werden in Stürmer und Benbow (2017, Studie 2a und Studie 2b) berichtet. In einer ersten experimentellen Studie nahmen 211 deutsche Staatsbürger an einem 1 x 6 within-subject Experiment teil. Zunächst füllten die Untersuchungspersonen das Kontaktfunktionsinventar aus (für alle Subskalen αs > .87). In einem zweiten Teil des Experiments wurden ihnen dann sechs Vignetten präsentiert, mit denen der Besuch eines interkulturellen Begegnungszentrums beworben wurde. Jede Werbevignette war so formuliert, dass der Besuch die Erfüllung genau einer der 6 Kontaktfunktionen versprach. Anschließend an die Präsentation der 6 Werbevignetten wurde jeweils die Absicht gemessen, das Zentrum zu besuchen. Regressionsanalysen zeigten für jede der sechs Vignetten (within-subject Bedingungen), dass die dazugehörige, gemessene Kontaktfunktion der gleichen Dimension ein signifikanter Prädiktor für die Besuchsabsicht war, R²s ≥ .08, Fs(1,209) ≥ 18.68, p ≤ .001. Außerdem blieb diese kritische Funktion auch dann ein signifikanter Prädiktor, wenn die anderen 5 Funktionen ebenfalls zur Vorhersage herangezogen wurden, alle βs > .23, p < .05. Die Befunde eines anschließenden präregistrierten between-subject Experiments (N = 127) mit zwei Messzeitpunkten (Zeitintervall > 48 Stunden), das in einem ökologisch-validen Kontext durchgeführt wurde (ein Study-Buddy-Programm zur Unterstützung ausländischer Studierender), liefern weitere Hinweise für die Validität und den Nutzen des funktionalen Ansatzes zur Erklärung von interkulturellem Kontakt. So zeigten die Ergebnisse, dass sich die Untersuchungsteilnehmer im Fall einer Wahl signifikant häufiger für den/die Kontaktpartner/in (Buddy) entschieden, dessen/deren Profil die Erfüllung der Kontaktfunktion versprach, die für sie persönlich am wichtigsten war, χ²(1) = 11.98, p = .001, Cohen‘s d = .65.

Nebengütekriterien

Mit dem 30-Item Inventar können individuelle Funktionen von Intergruppenkontakt ökonomisch erfasst werden. Die Bearbeitungsdauer liegt in der Regel bei durchschnittlich 10 Minuten.

Originalquelle

Stürmer, S., & Benbow, A. E. F. (2017). Psychological foundations of xenophilia: Understanding and measuring the motivational functions of exploratory cross-cultural contact. Personality and Social Psychology Bulletin, 43, 1487-1502. doi:10.1177/0146167217722555