Die hier dokumentierte Itembatterie erfasst Anomie als individuelle Orientierungslosigkeit bzw. Ziellosigkeit, die durch Gefühle der Undurchschaubarkeit persönlicher und sozialer Zusammenhänge gekennzeichnet ist. Bereits Srole (1956) konnte zeigen, dass solche kognitiv-emotionalen Zustände positiv mit autoritären Orientierungen und ablehnenden Haltungen sowie Gewalthandlungen gegenüber Angehörigen von als fremd beurteilten Gruppen assoziiert sind. Seine Beobachtungen konnten in Folgestudien wiederholt bestätigt werden (z.B. Böhnisch, 1994; Herrmann & Schmidt, 1995, Scheepers et. al., 1993; zsf. z.B. Brown, 1995; Duckitt, 1989, 1992).

Fast täglich demonstrieren Berichte und Nachrichten der öffentlichen Medien, dass solche mit Anomie zusammenhängenden Intergruppenorientierungen in Gewaltanwendungen bis hin zu kriegerischen und terroristischen Auseinandersetzungen auf nationaler und internationaler Ebene gipfeln. Sie zeigen dabei auch die weltweite Verbreitung solcher Phänomene auf und die für jede Gesellschaft destruktiven Konsequenzen daraus resultierender gewaltsamer Konfliktbewältigungsversuche. Die Erkennung und Beseitigung der sie verursachenden Faktoren ist somit ein weltweit wichtiges Anliegen.

Insbesondere die empirische Sozial- bzw. Umfrageforschung (vgl. zsf. Z.B. Stone, Lederer, & Christie, 1993; Rippl, Seipel, & Kindervater, 2000) orientiert sich in diesem Zusammenhang in letzter Zeit wieder verstärkt theoretisch und empirisch an den Arbeiten der Berkeley-Gruppe (Adorno et al., 1950). Die dort erhobenen Daten belegen immer wieder, dass Items vom Typ der F-Skala positiv mit negativen Einstellungen zu Fremdgruppen assoziiert sind und in einer nach Adorno et al. zu erwartenden Form auch mit anomischen Wahrnehmungen und Gefühlen, nationalistischen und faschistischen Orientierungen, extremen religiösen Überzeugungen und als destruktiv zu beurteilenden Merkmalen des elterlichen Erziehungsverhaltens (vgl. zsf. z.B. Lederer & Schmidt, 1995; Stone, Lederer, & Christie, 1993; Rippl, Seipel, & Kindervater, 2000). In der Tradition der AP werden solche Beobachtungen auch heute noch häufig dahingehend interpretiert, dass sie durch eine einheitliche, stabile und zudem pathologische autoritäre Persönlichkeitsstruktur determiniert sind, die nur inter- aber nicht intraindividuell variiert und ethnozentrische Einstellungen und Handlungen verursacht. Diese Sichtweise ist aber sehr problematisch. Sie impliziert eine hohe Änderungsresistenz von Vorurteilen und der sie verursachenden Faktoren, die von vorneherein alle Versuche als aussichtslos erscheinen lässt, diesen mit präventiven oder spezifischen Interventionsmaßnahmen entgegenzuwirken.

Die Berkeley-Gruppe wollte Gewalt und Aggression erklären. Sie konzentrierte sich dabei jedoch nicht auf gewalterzeugende gesellschaftliche Strukturen, sondern auf individuelle Sozialisationsbedingungen und durch diese geprägte Persönlichkeitseigenschaften der Angehörigen von Militär- bzw. Massengesellschaften, die konventionell-unterwürfiges und somit potentiell faschistisches Verhalten fördern. Zentrale Annahmen der Berkeley-Gruppe über eine AP sind zudem weder theoretisch noch empirisch aufrecht zu erhalten.

Seit den 70er Jahren wurden deshalb verstärkt alternative Erklärungsansätze formuliert (zsf. z.B. Brown, 1995; Duckitt, 1989, 1992; Feldman, 2000; Oesterreich, 2000; Pettigrew, 1998). Wenn überhaupt, dann sind nach diesen Vorurteile und Gewaltbereitschaft gegenüber Bevölkerungsgruppen der eigenen Nation oder gegenüber anderen Staaten nur in Extremfällen auf ein pathologisches Eigenschaftssyndrom zurückzuführen, dessen Entwicklung mit der familiären Sozialisation abgeschlossen ist. Sie werden stattdessen als i.d.R. auf normalen mentalen und sozialpsychologischen Prozessen basierend angesehen, die lebenslangen Lernprozessen unterliegen und Individuen und Gruppen die Anpassung an sich ändernde sozio-ökonomische, normative und kulturelle Umweltbedingungen ermöglichen. So postuliert z.B. die soziale Identitätstheorie (Tajfel, 1969, 1982; Tajfel & Turner, 1986), dass Vorurteile auf adaptiven, d.h. funktionalen Stereotypisierungs- und Kategorisierungsprozessen in der sozialen Wahrnehmung beruhen, die ihrerseits wie Wahrnehmungs- und Urteilsprozesse auf sensorischer und kortikaler Ebene Individuen eine möglichst schnelle und effiziente Informationsverarbeitung erlauben. Auch die Akzeptanz von Eigengruppenautoritäten beruht danach nicht auf stabilen, situationsüberdauernden Persönlichkeitsmerkmalen, sondern auf Wertorientierungen, die soziale bzw. Eigengruppenidentitäten fördern und dafür eine Akzeptanz der in sozialen Referenzgruppen existierenden Macht- und Herrschaftsstrukturen erfordern. Diese müssen aber nicht - wie von der Berkeley-Gruppe angenommen - notwendig Abgrenzungen oder Diskriminierungen von Fremdgruppen anstreben. Insbesondere in Zeiten innergesellschaftlicher oder internationaler sozio-ökonomischer Wettbewerbssituationen und Krisen können sie jedoch die Unterwerfung unter ihre eigenen Normen und Werte erzwingen, um Angehörige unterschiedlicher Gruppen, Institutionen oder Nationen mit- oder gegeneinander (Bekannte-Fremde, Freunde-Feinde, Gläubige-Nichtgläubige usw.) eindeutig zu positionieren. So kann über Intragruppen-Koalitionen ein privilegierter gesellschaftlicher Status z.B. in Beruf, Familie, Kirche oder Staat aufrechtzuerhalten, zu gewinnen oder zu verstärken versucht werden.

Die hier dokumentierten Kurzskalen sind Bestandteil einer umfassenden Fragebatterie. Sie wurde auf der Grundlage der Ergebnisse einer Studie zusammengestellt, die 1996/1997 in Adana durchgeführt wurde. Ihre Items stammen überwiegend aus Instrumenten, die Kagitcibasi (1967) bzw. Lederer (1983) ihrerseits aus Verfahren zusammengestellt haben, die von der Berkeley-Gruppe oder in den 60er und 70er Jahren als Überarbeitungen der Itembatterien dieser Forschergruppe konstruiert wurden (vgl. zsf. Lederer, 1995). Wegen der skizzierten Kritik an den theoretischen und methodischen Grundlagen der AP sollten die Ergebnisse der Adana-Studie auch genutzt werden, um Vorschläge für homogene und konsistente Itembatterien zu formulieren, mit denen unterschiedliche Facetten von Eigen- und Fremdgruppenorientierungen möglichst getrennt erfasst werden können, ebenso ihre Beziehungen untereinander und zu weiteren assoziierten Konstrukten. Die Itembatterien sollten zudem auch in interkulturell vergleichenden Bevölkerungsumfragen einsetzbar und deshalb möglichst kurz sein, d.h. sie sollten mindestens drei und maximal fünf Indikatoren umfassen.

Die psychometrischen Prüfungen belegen in Übereinstimmung mit Herrmann und Schmidt (1995) die interne Konsistenz, die Reliabilität und die Validät der Items der Kurzskala zur Anomie. Bei der Ermittlung der Konstruktvalidität konnte auch der in bevölkerungsweiten Umfragen wiederholt gezeigte Zusammenhang zwischen ihnen und Fremdgruppen- sowie autoritären Orientierungen erneut beobachtet werden (vgl. zsf. z.B. Lederer & Schmidt, 1995; Stone, Lederer, & Christie, 1993; Rippl, Seipel, & Kindervater, 2000).  Nur Fremdgruppenorientierungen und nicht auch autoritäre Orientierungen sind danach aber direkt mit der Akzeptanz internationaler militärischer Interventionen assoziiert. Die Akzeptanz von innergesellschaftlichen militärischen Interventionen hängt ebenfalls nicht direkt mit Einstellungen zu Eigengruppenautoritäten zusammen, sondern nur mit anderen Eigengruppenorientierungen, d.h. mit Dimensionen einer Identifikation mit der eigenen Nation.

Wie intendiert erlauben die im ZIS nach der Adana-Studie dokumentierten Kurzformen also eine gesonderte Erfassung verschiedener Dimensionen von Eigen- und Fremdgruppenorientierungen, die in der AP bzw. der F-Skala theoretisch bzw. empirisch untrennbar verwoben sind. Sie ermöglichen so eine differenziertere Analyse und Einschätzung von Faktoren, die mit Vorurteilsbereitschaft in unterschiedlicher Weise und auf unterschiedlichen Ebenen zusammenhängen. Die mit den Kurzformen gewonnenen Beobachtungen sprechen erneut gegen eine gemeinsame, einheitliche und ausschließlich eigenschaftsbasierte Genese und Aufrechterhaltung von autoritären Orientierungen und ethnozentrischen Tendenzen. Sie bestätigen stattdessen alternative Erklärungen, nach denen Aussagen vom Typ der F-Skala über Eigengruppenautoritäten zunächst nur die Beziehungen von Befragten zu ihren zentralen sozialen Referenzgruppen erfassen, d.h. ihre Beurteilung von status- und machtbasierten asymmetrischen Intragruppen-Beziehungen, den Grad ihrer Eigengruppenbevorzugungen und ihre Bindung an sozial und kulturell geformte Eigengruppenwerte und -normen. Wie es schon ihr Inhalt und ihre Formulierung als Meinungs- statt als Persönlichkeitsaussagen nahelegt, zeigen Antworten zu diesen Items also kognitiv-motivationale Strukturen, d.h. Werte auf, die für Prozesse der sozialen Identifikation und die Ausformung von sozialen Identitäten wichtig sind. Solche Wertvorstellungen sind stark sozio-kulturell determiniert und können im Unterschied zu Persönlichkeitseigenschaften durch Prozesse sozialen Wandels lebenslang geformt und verändert werden.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Die hier dokumentierten Items sollen Anomie als Orientierungslosigkeit bzw. Ziellosigkeit erfassen, die durch ein Gefühl der Undurchschaubarkeit persönlicher und sozialer Zusammenhänge charakterisiert ist. Sie wurden von Fischer und Kohr (1980) entwickelt und im Forschungsprojekt "Nationale Identität" der Universität Gießen erstmals in sprachlich überarbeiteter Form als Kurzskala eingesetzt (Herrmann & Schmidt, 1995). Erneut wurden sie dann als Bestandteil eines 186 inhaltliche Items umfassenden Fragebogens verwendet, der 1996/1997 in Adana in einer Studie eingesetzt wurde, um Zusammenhänge zwischen Eigen- und Fremdgruppenorientierungen türkischer Schüler und Studierender zu erfassen, sowie deren Beziehung zu Konstrukten wie Religiosität, Wahrnehmung elterlichen Erziehungsverhaltens und Akzeptanz gesellschaftlich legitimierter Gewalt. Wie die Mehrzahl der Items der hier dokumentierten Kurzformen stammen auch die meisten Items für die anderen im ZIS dokumentierten Kurzformen aus den Instrumenten von Kagitcibasi (1967) bzw. Lederer (1983). Ausgehend von der Theorie der "Autoritären Persönlichkeit" (AP; Adorno et al., 1950) sollten mit diesen autoritäre und weitere Eigen- sowie Fremdgruppenorientierungen von Jugendlichen aus der Türkei, aus Deutschland, Österreich und den USA erfasst und kulturvergleichend analysiert werden (vgl. zsf. Lederer, 1995). Die Items dieser Fragebogen wurden überwiegend aus Verfahren ausgewählt, die von der Berkeley-Gruppe selbst konstruiert wurden oder aus Überarbeitungen der Itembatterien dieser Forschergruppe aus den 60er und 70er Jahren. Solche Items werden nach wie vor auch in bevölkerungsweiten Umfragen (vgl. z.B. Schuhman et al., 1992, Blank, 1998; Rippl et al., 2000) eingesetzt. Deshalb, und aus weiteren Gründen, dienen die Adana-Studie und die aus dieser hervorgegangenen Dokumentationen für das ZIS auch den folgenden methodischen Zielen:

1.     Die Items der Instrumente von Kagitcibasi bzw. Lederer und ihre Dimensionalität sollten erneut empirisch geprüft und so modifiziert werden, dass sie auch nach aktuellen theoretischen Ansätzen und empirischen Befunden zu Fremd- und Eigengruppenorientierungen (z.B. Duckitt, 1989, 1992; Feldman, 2000; MacFarland et al., 1992; Oesterreich, 2000; Pettigrew, 1998; Raden, 1999; Verkuyten & Hagedorn, 1998) homogenen und intern konsistenten Itembatterien entsprechen.

2.     Ihre Konstruktvalidierung sollte weitere Konstrukte einbeziehen, u.a. die Religiosität der Befragten und die Akzeptanz institutionalisierter gesellschaftlicher Gewalt. Ausgehend von diesen erneuten Prüfungen sollten

3.     Vorschläge zur Zusammenstellung möglichst kurzer eindimensionaler und konsistenter Itembatterien formuliert werden, die auch in interkulturellen multi-thematischen Bevölkerungsumfragen eingesetzt werden können. Z.B. könnten damit die Einstellungen von Türken erfasst werden, die entweder in der Türkei oder in Deutschland aufgewachsen sind.

Für die Zusammenstellung des Gesamtfragebogens der Adana-Studie wurde die Plausibilität der Itemformulierungen und Itemklassifikationen von Kagitcibasi bzw. Lederer genau geprüft. Dies führte zu teilweise anderen inhaltlichen Zuordnungen von Items zu Dimensionen. Zusätzlich wurden die deutschen Items von Lederer ins Türkische (rück)übersetzt und in der Germanistik-Abteilung der Universität Cucurova-Adana auf semantische Äquivalenz mit der deutschen Fassung untersucht. Einige der türkischen Items wurden daraufhin umformuliert. Die psychometrische Evaluierung der Kurzformen erfolgte dann unter Rückgriff auf die Ergebnisse konfirmatorischer Mess- und Strukturmodellanalysen.

Stichproben

Der Fragebogen wurde 1996/1997 in Adana a) 1011 SchülerInnen der 11. und 12. Klassen vorgelegt, d.h. der letzten Klassen aller Schultypen sowie b) 620 Studierenden der Universität Adana des ersten und letzten Semesters aller Studiengänge außer Medizin. Die Probanden wurden so ausgewählt, dass 1) alle Schultypen bzw. Studiengänge berücksichtigt wurden, 2) alle Bezirke mit unterschiedlichem sozioökonomischen Niveau der Stadt Adana sowie 3) alle sozialen Schichten. Zu den Stichproben liegen genauere Informationen vor (Tabelle1).

Tabelle 1

Beschreibung der Gesamtstichprobe (n = 1632) und der Analysestichprobe (n = 1346) nach Ausschluss aller Probanden mit fehlenden Angaben zu ihrem Alter oder Geschlecht

Durchführung der Studie

Der Fragebogen wurde den Befragten im Klassen- bzw. Seminarverbund zum selbstständigen schriftlichen Ausfüllen vorgelegt. Für die Bearbeitung wurde keine Zeitbegrenzung vorgegeben. Der Untersuchungsleiter war bis zur Abgabe des letzten Fragebogens im Raum anwesend.

Variablen und Auswertungsmethode

Alle im ZIS vorgeschlagenen Kurzformen wurden folgendermaßen zusammengestellt:

Zunächst wurde eine explorative Faktoren- und Itemanalyse der Daten für alle Items der im Fragebogen enthaltenen Vorform(en) zu einem Konstrukt durchgeführt. Anschließend sollten möglichst alle Items ausgeschlossen werden, die Faktorladungen < .50 erzielten, deren Kommunalität weniger als 50% betrug (Fürntratt, 1969) oder für die Schwierigkeiten bzw. Zustimmungsprozente < .15 oder > . 85 beobachtet wurden. Jede Kurzform sollte aber mindestens drei Indikatoren für jede Dimension bzw. jedes Konstrukt beinhalten.

Reliabilität und Validität der Kurzformen wurden dann in einem zweiten Schritt mit konfirmatorischen Mess- und Strukturmodellanalysen geprüft.

Die Daten für die Analysen wurden folgendermaßen ausgewählt und aufbereitet:

1.      Es ist zu erwarten, dass insbesondere das Alter der Befragten mit beeinflusst, wie die meisten der hier untersuchten Items interpretiert und wie konsistent oder wahrheitsgemäß sie beantwortet werden. Um diese potentiellen Einflussgrößen angemessen berücksichtigen zu können, wurden aus allen Analysen die Daten von 285 Befragten ausgeschlossen, die keine Angaben zu ihrem Alter oder Geschlecht gemacht haben. Dadurch reduzierte sich der Umfang der in die Auswertungen einbezogenen Datensätze von 1631 auf 1346.

2.      Berichtet werden hier nur die Ergebnisse von Analysen, für welche die erhobenen Antworten aus mehreren Gründen so dichotomisiert wurden, dass sie als explizite Zustimmung vs. keine explizite Zustimmung ausdrückend interpretiert werden können, d.h. bei Wahl einer zustimmenden Option wurde jeweils der Wert "1" vergeben, bei Wahl der drei übrigen Optionen der Wert "0". Der letzten Kategorie wurden auch fehlende Werte  zugeordnet. Items aus Vorformen mit negativ und positiv formulierten Aussagen zu einem Konstrukt wurden vor allen korrelationsstatistischen sowie faktor- und strukturanalytischen Auswertungen so umkodiert, dass hohe Werte Orientierungen anzeigen, die negative Haltungen zu Fremdgruppen begünstigen. Die Items wurden mit einer "unentschieden" Option als mittlerer Antwortkategorie vorgegeben. Obwohl dies häufig anders beurteilt wird, halten wir diese Option für sinnvoll, damit Befragte auch ausdrücken können, dass sie keine oder keine eindeutige Meinung zu einem erfragten Sachverhalt haben. Ansonsten ist zu erwarten, dass sie in solchen Fällen irgendeine Antwortkategorie und damit ein Einstellungsurteil wählen, das sie tatsächlich nicht teilen (vgl. z.B. Converse, 1962, 1975, 1980; Zaller, 1992; zsf. Krosnick, 1999). Die Vorgabe dieser Antwortkategorie führte aber zu dem bekannten Problem bimodaler Antwortverteilungen, die zudem teilweise sehr rechtsschief sind, vermutlich wegen der z.T. stark wertenden Itemformulierungen. Problematischer als diese offensichtliche Verletzung der Annahme kontinuierlich normalverteilter Variablen für die Auswertungen ist jedoch, dass in den beiden Optionen zur expliziten Zurückweisung von durch Items konstatierten Sachverhalten das Wort "Ablehnung" statt "Keine Zustimmung" oder "(völlig) unzutreffend" gewählt wurde. Das Wort "Ablehnung" kann im Deutschen aber nicht nur geäußert werden, um die Unwahrheit eines behaupteten Sachverhalts auszudrücken, sondern auch und wahrscheinlich primär in einer Reihe von sprachlichen und außersprachlichen Kontexten, um die negative Beurteilung eines durchaus als wahr bzw. zutreffend beurteilten Sachverhalts. Entsprechende Antworten sind also inhärent mehrdeutig, da sie entweder als Wahrheits- oder als Valenzurteil gemeint sein können. Sie lassen sich eindeutig somit nur als fehlende explizite Zustimmung interpretieren.

Alle faktor- und strukturanalytischen Auswertungen wurden mit Mplus auf der Basis eines integrierten und verallgemeinerten Ansatzes zur Formulierung und Testung von Mess- und Strukturmodellen mit latenten Variablen durchgeführt.

Die psychometrischen Eigenschaften der Kurzformen müssen bei einer Anwendung in weiteren Untersuchungen aber auf jeden Fall erneut geprüft werden, da die Items in Folgestudien mit besser geeigneten abgestuften oder binären Antwortformaten vorgegeben werden sollten und die inhaltliche Plausibilität der Hypothesen der konfirmatorischen Strukturmodelle unter Rückgriff auf weitere Daten erneut getestet werden sollte.

Itemanalysen

Die erwartete Eindimensionalität der Items wird durch eine konfirmatorische Faktorenanalyse (Probitanalyse tetrachorischer Korrelationen) bestätigt. Die Residuen von zwei Indikatoren sind jedoch signifikant korreliert. Der Zusammenhang dieser Items wird also noch durch weitere systematische, nicht im Modell berücksichtigte Einflussgrößen mit bestimmt. Ergebnisse werden in Abbildung 1 vorgegeben.

Abbildung 1. Faktorenladungen nach einer konfirmatorischen Messmodellanalyse.

V11-1= Heute ändert sich alles so schnell, dass ich oft nicht weiß, woran ich mich halten soll; V39-2= In der heutigen Zeit durchschaue ich nicht mehr, was eigentlich passiert; V44-4= Heute ist alles so in Unordnung geraten, dass ich nicht mehr weiß, wo man eigentlich steht; V48-1=Die Dinge sind heute so schwierig geworden, dass ich nicht mehr weiß was los ist.

Itemkennwerte

Die Faktorladungen und die erklärten Itemvarianzen nach einer konfirmatorischen Messmodellanalyse liegen in Abbildung 1 vor. Nach dieser sind zwei Indikatoren vegleichsweise wenig reliabel (V11-1 und V39-2). Die spezifische Varianz eines dieser Items (V39-2) korreliert ferner signifikant mit der eines weiteren Indikators (V44-1), d.h. der Zusammenhang dieser Variablen wird noch durch weitere nicht im Modell berücksichtigte Einflussgrößen mit bestimmt. Die Korrelationen der Items untereinander (Tabelle 2) und mit dem Alter (3-kategorial; Tabelle 3) und dem Geschlecht der Befragten werden ebenfalls berichtet.

Tabelle 2

Tetrachorische Korrelationen der Items zur Anomie untereinander und mit dem Alter (3-kategorial) und Geschlecht (0 = männlich) der Befragten (n=1346)

Anm. V11-1: Heute ändert sich alles so schnell, dass ich oft nicht weiß woran ich mich halten soll; V39-2: In der heutigen Zeit durchschaue ich nicht mehr, was eigentlich passiert; V44-1: Heute ist alles so in Unordnung geraten, dass ich nicht mehr weiß, wo man eigentlich steht; V48-1: Die Dinge sind heute so schwierig geworden, dass ich nicht mehr weiß, was los ist.

Tabelle 3

In drei Kategorien eingeteiltes Alter

Die in einer Strukturmodellanalyse (Abbildung 2) ermittelten Reliabilitäten für die Einzelindikatoren variieren zwischen .25 und .62. In dieser Analyse wurden die Messmodelle zu acht Konstrukten mit zum Teil zwei oder drei Subdimensionen simultan geprüft.

Abbildung 2. Für alle acht Konstrukte der im ZIS dokumentierten Kurzformen nach der Adana-Studie simultane Strukturgleichungsmodellanalyse.

Die Messmodellkomponenten einschließlich von acht signifikanten Residuenkorrelationen sowie einer Doppelladung für ein Item und die Zusammenhänge mit den Kovariaten Alter und Geschlecht sind aus Gründen der Übersichtlichkeit nicht in der Grafik aufgeführt.

Angaben über die Beantwortung dieser Items durch deutsche Befragte sind ebenfalls im ZIS dokumentiert.

Reliabilität

Cronbachs Alpha (Kuder-Richardson-20; SPSS 11) für die vier Items beträgt .60. Die Korrelationen der Items (Tabelle 2) variieren zwischen .25 und .63 und die durch eine konfirmatorische Messmodellanalyse (Abbildung 1) erklärten Itemvarianzen zwischen .29 und .90. Die in einer Strukturmodellanalyse (Abbildung 2) für das Konstrukt aufgeklärte Varianz beträgt 50%. In dieser wurden die Messmodelle zu acht Konstrukten mit zum Teil zwei oder drei Subdimensionen simultan geprüft. Nach dieser Analyse variieren die Reliabilitäten der Einzelindikatoren zwischen .25 und .62.

Validität

Eine gesonderte konfirmatorische Messmodellanalyse (Probitanalyse tetrachorischer Korrelationen; Abbildung 1) bestätigt die Eindimensionaliät der Items. Die Annahme unkorrelierter Residuen der traditionellen Faktorenanlyse kann aber nicht beibehalten werden, da die Residuen von zwei Indikatoren signifikant assoziiert sind. Weitere Hinweise zur Beurteilung der formalen Validität und der Konstruktvalidität liefert eine Analyse tetrachorischer Korrelationen mit einem Strukturgleichungsmodell (Probitmodellierung; Abbildung 2). In dieses wurden jeweils drei bis vier dichotome Indikatoren zur Operationalisierung von insgesamt acht Konstrukten mit zum Teil zwei oder drei Subdimensionen einbezogen. Drei der in das Modell einbezogenen Itembatterien bzw. Gruppen multipler Indikatoren sollen Fremdgruppenorientierungen erfassen und zwei weitere eine u.a. in Abhängigkeit von diesen variierende Bereitschaft zur Akzeptanz intra- und internationaler militärischer Interventionen. Die übrigen Itembatterien sollen, wie die hier dokumentierte Kurzform, Konstrukte operationalisieren, die nach der Literatur ihrerseits die Ausprägung von Fremdgruppenorientierungen direkt, oder aber indirekt über andere Konstrukte vermittelt, mit determinieren sollten. Das wegen seiner schiefen Verteilung in drei Kategorien eingeteilte Alter (Tabelle 3) sowie das Geschlecht der Befragten wurden als Kovariate ebenfalls in das Modell aufgenommen. Die bivariaten Korrelationen der Summenwerte dieser Variablen liegen in Tabelle 4 vor.

Tabelle 4

Korrelationen (Pearson) der Kurzformen untereinander und mit dem Alter (Kendells tau-b) und dem Geschlecht (Eta) (n = 1346)

Anm. Pearsons Korrelationen: für r < .04 nicht signifikant, für 0.4 < r < .07 signifikant mit p = .05, für r > .07 signifikant mit p = .01. Kendells tau-b: alle Korrelationen signifikant mit p = .01. 1 WFL: Wahrgenommene Familienstruktur: Liebe und Unterstützung durch die Eltern. 2 WFR: Wahrgenommene Familienstruktur: Erziehung zur Religiosität durch die Eltern. 3 RRN: Religiosität von Befragten: Erfüllung religiöser Regeln und Normen. 4 RTL: Religiosität von Befragten: Teilnahme am religiösen Leben. 5 VZB: Vertrauen in zwischenmenschliche Beziehungen. 6 GMO: Beurteilung der gesellschaftlichen Moral. 7 ANO: Anomie. 8 AE: Eigengruppenautoritäten: Eltern. 9 AA: Eigengruppenautoritäten: allgemein. 10 INA: Identifikation mit der eigenen Nation: affektive Bindung

11 INÜ: Identifikation mit der eigenen Nation: Überlegenheit der eigenen Nation. 12 MIN: Militär-/Gewaltakzeptanz: intranational. 13 MZWI: Militär-/Gewaltakzeptanz: international. 14 FGA: Fremdgruppenorientierungen: allgemein. 15 FGSA: Fremdgruppenorientierungen: spezifisch: Armenier. 16 FGSJ: Fremdgruppenorientierungen: spezifisch: Juden. Geschlecht: 1 = männlich, 2 = weiblich. Eta beschreibt den Anteil der erklärten Varianz aufgrund des Merkmals y an der Gesamtvarianz.

Das Modell wurde mit denselben Daten getestet, die zur Selektion der Indikatoren für Kurzformen verwendet worden waren. Die Ergebnisse können somit nicht für eine Entscheidung über das Zutreffen detaillierter gerichteter theoretischer Annahmen herangezogen werden oder für die Formulierung alternativer Hypothesen über die Beziehungen zwischen verschiedenen Konstrukten. Sie können aber Aufschluss darüber geben, ob sich die durch die Kurzformen operationalisierten Dimensionen und ihre Indikatoren theoretisch sinnvoll und plausibel in ein nomologisches Netzwerk assoziierter Konstrukte einordnen lassen, d.h. inwieweit sie konstruktvalide sind.

Unter Berücksichtigung dieser Einschränkung ist die Anpassung dieses relativ komplexen Modells zufriedenstellend (Chi-quadrat = 1414.5, df = 525, p = .00, CFI = 93, TLI = .96, RMSEA = .04). Nach den (standardisierten) Regressionskoeffizienten sind die Items zur Anomie auch nach dieser Analyse mit Werten zwischen .51 und .82 mit ihrem Faktor assoziiert.

Anomische Wahrnehmungen und Gefühle werden, wie in Abbildung 2 berichtet, direkt positiv (.32) durch das Vertrauen in zwischenmenschliche Beziehungen beeinflusst, und sind durch diese vermittelt indirekt mit der Beurteilung der gesellschaftlichen Moral assoziiert. Die in der gesonderten Messmodellanalyse (Abbildung 1) beobachtete Korrelation der Residuen von zwei der Items zur Anomie ist nicht mehr statistisch bedeutsam. Offensichtlich beruht der spezifische Zusammenhang dieser Items auf der Wirkung dieser im Strukturgleichungsmodell zusätzlich berücksichtigten Konstrukte. Anomie übt ihrerseits einen direkten positiven Effekt (siehe Abbildung 2) auf Einstellungen zu zentralen Eigengruppenautoritäten aus (.26). Nur indirekt und vermittelt über diese beeinflusst sie jedoch Fremdgruppenorientierungen sowie die Identifikation mit der eigenen Nation.

Die Antworten zu den meisten Items variieren nach bivariaten Korrelationen (Tabelle 2) systematisch mit dem trichotomisierten Alter und dem Geschlecht der Befragten. Auch nach der Strukturmodellanalyse äußern weibliche bzw. ältere Befragte häufiger als männliche bzw. jüngere Befragte anomische Wahrnehmungen und Gefühle (.17 bzw. .14).

Die Reliabilität sowie die formale und Konstruktvalidität dieser Kurzform und ihrer Indikatoren wird durch die Daten der Adana-Studie also erneut bestätigt. Zu berücksichtigen ist aber dennoch - insbesondere in weiteren Studien - eine mögliche alters- und geschlechtsabhängige Beantwortung, die zudem kulturspezifisch geprägt sein könnte.

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Die Häufigkeitsverteilungen für die Items der Vor- und Endform liegen in Tabelle 5 vor sowie die Mittelwerte und Standardabweichungen für die dichotomisierten Antworten zu der Endform. Angaben über die Beantwortung dieser Items durch deutsche Befragte sind ebenfalls im ZIS dokumentiert.

Tabelle 5

Prozentuale Häufigkeiten für fünf und für zwei dichotomisierte Antwortoptionen mit mittlerem Summenwert (M) und Standardabweichung (s) für die Items zur Anomie (n = 1346)

Anm. 5 Antwortoptionen: 1 = Starke Ablehnung, 2 = Ablehnung, 3 = unentschieden,  4 = Zustimmung, 5 = Volle Zustimmung dichotom: 0 = keine explizite Zustimmung, 1 = explizite Zustimmung V11-1: Heute ändert sich alles so schnell, dass ich oft nicht weiß woran ich mich halten soll. V39-2: In der heutigen Zeit durchschaue ich nicht mehr, was eigentlich passiert. V44-1: Heute ist alles so in Unordnung geraten, dass ich nicht mehr weiß, wo man eigentlich steht. V48-1: Die Dinge sind heute so schwierig geworden, dass ich nicht mehr weiß, was los ist.