Angst wird hier unter den Oberbegriff psychische Befindensbeeinträchtigungen eingeordnet. Diese entsprechen dem kognitiv-emotionalen Erleben einer verminderten Lebensqualität als langfristige Folge von alltäglichen und andauernden Stressoren (vgl. Mohr, 1986, 1991). Aufgrund des geringeren Schweregrades im Vergleich zu einer Angststörung ist Angst als psychische Befindensbeeinträchtigung nicht gleich zu setzen mit einer psychischen Erkrankung.

In Anlehnung an Epstein (1972) und Lazarus (1966) wird kognitiven Prozessen eine zentrale Bedeutung für die Entwicklung von Angst zugeschrieben. Epstein definiert Angst als Zustand ungerichteter Aktivierung bei der Wahrnehmung von Gefahr. Lazarus betrachtet Angst als emotionale Begleiterscheinung eines als bedrohlich wahrgenommenen Konfliktes, für den die betroffene Person keine Möglichkeiten der Bewältigung sieht. Beck und Rush (1975) weisen darauf hin, dass Angst in spezifischen bedrohlichen Situationen erworben wird, diese Situation später internalisiert und die Angst auf ähnliche Situationen generalisiert wird.

Arbeitstätigkeiten bieten potentiell vielfältige Anlässe eine Bedrohung wahrzunehmen, wie z.B. drohender Arbeitsplatzverlust und die Einführung neuer Technologien, für deren Handhabung bisher erworbene Qualifikationen nicht mehr ausreichend scheinen. Die Entwicklung von Angst und daraus folgende Vermeidungsreaktionen können zu einer Einschränkung des Handlungsspielraumes der betroffenen Person führen. Im Sinne des transaktionalen Stresskonzeptes (Lazarus, 1966) kann so ein gefährlicher Teufelskreis entstehen, der schwerwiegenderen psychischen Belastungen Vorschub leistet.

Die vorliegende Skala erfasst Angstreaktionen, die bereits nicht mehr an die ursprüngliche Situation gekoppelt sind, also schon bis zu einem gewissen Grade generalisiert wurden. Allerdings ist die Generalisierung noch nicht soweit fortgeschritten, dass permanente Angstreaktionen vorliegen.

Die Items zu Angst im nichtklinischen Kontext wurden für einen Einsatz in der betrieblichen gesundheitspsychologischen Forschung und Praxis entwickelt. Da es sich bei Erhebungen im betrieblichen Kontext nicht um Stichproben mit klinisch ausgeprägter Symptomatik handelt, die in der Regel mit Arbeitsunfähigkeit einhergeht, können klassische Instrumente der Klinischen Psychologie nicht verwendet werden.

Das Instrument bietet die Möglichkeit, präventiv, d.h. bevor sich eine psychische oder psychosomatische Erkrankung herausbildet, einen Interventionsbedarf zu erkennen. Das vorliegende Instrument kann auch als Kriterium zur Maßnahmenevaluation auf Gruppenebene eingesetzt werden.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Den ursprünglichen Itempool bildeten drei Items aus dem Middlesex Hospital Questionnaire (MHQ; Crown, 1966), ein Item aus dem Maudsley Medical Questionnaire (MMQ; Eysenck, 1952), fünf Items aus dem CORNELL (z.B. Alphen, 1955) und vier Items, die auf der Grundlage von Interviews mit Beschäftigten der Stahl- und Elektroindustrie und Expertengesprächen mit Mitarbeitern werksärztlicher Dienste sowie Arbeitswissenschaftlern erstellt worden waren. Aus diesen dreizehn Items wurden in drei Voruntersuchungen schrittweise alle Items mit einer Trennschärfe von zunächst < .20 und später < .35 ausgeschlossen. Eine detaillierte Beschreibung der Skalenkonstruktion findet sich in Mohr (1986). Die endgültige Fassung der Skala dokumentieren erstmals Zapf et al. (1983).

Stichproben

Die erste Anwendung der Skala erfolgte in einer Untersuchung mit 932 männlichen Beschäftigten der Stahl- und Elektroindustrie. Das Durchschnittsalter betrug 38 Jahre, das durchschnittliche Jobalter 5 Jahre. 84 % der Befragten hatten eine abgeschlossene Berufsausbildung. Die Stichprobenzusammenstellung basierte auf einer theoretisch geleiteten Arbeitsplatzauswahl in Kombination mit geschichteter Zufallsauswahl. Die Rohdaten aus dieser ersten Erprobung stehen nicht mehr zur Verfügung. Deshalb wurden für die faktoranalytische Prüfung der Dimensionalität der Items die Daten aus einer zweiten Stichprobe mit 98 männlichen arbeitslosen Erwerbslosen herangezogen (durchschnittliches Alter: 45 Jahre, s = 10 Jahre). Die Itembatterie wurde über verschiedene Branchen hinweg in einer Reihe weiterer UntersuchungenName=t1; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d99;  angewendet (Tabelle 1).

Tabelle 1

Cronbachs Alpha (CA) für die Itembatterie zu Angst im nichtklinischen Kontext nach verschiedenen Stichproben (N = Stichprobengröße, n = Anzahl Items)

Itemanalysen

Eine HauptkomponentenanalyseName=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d99;  führt auf zwei Komponenten mit Eigenwerten > 1. Komponente 1 erklärt ca. 47 % der Gesamtvariablenvarianz, Komponente 2 ca. 14% (Tabelle 2). Eine Parallelanalyse nach Lautenschlager, Lance und Flaherty (1989) unterstützt nur die Bedeutsamkeit der ersten Komponente. Auch nach einer zusätzlichen Prüfung mit einer konfirmatorischen Faktorenanalyse ist die Hypothese einer eindimensionalen Struktur nicht zwingend zurück zu weisen  (Chi-Sqare = 22.5, df = 14, GFI = .91,  AGFI = .82, CFI =  .74, RMSEA = .09), trotz des niedrigen Wertes für den CFI. Die Dimensionalität der Items sollte aber in nachfolgenden Untersuchungen auf jeden Fall erneut geprüft werden.

Tabelle 2

Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD), Trennschärfen (T) und unrotierte Komponentenladungen (K1, K2) für die Itembatterie zu Angst im nichtklinischen Kontext

Anmerkungen. *Stichprobe 1, N = 924; **Stichprobe 2, N = 84

Itemkennwerte

Die Trennschärfen der Items variieren zwischen .42 (Item 7) und .57 (Item 4) und sind somit als zufriedenstellend zu beurteilen. Die KomponentenladungenName=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d99;  der Items liegen vor (Tabelle 2).

Reliabilität

Die interne Konsistenz ist nach Cronbachs AlphasName=t1; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d99;  zwischen .64 und .84 für verschiedene Stichproben als befriedigend bis gut zu beurteilen (Tabelle 1).

Validität

Die konvergente Validität der hier dokumentierten Itembatterie wird durch die Ergebnisse einer Längsschnittstudie mit zwei Erhebungszeitpunkten im Abstand von sieben Jahren (Mohr, 2000) belegt. Sie zeigt signifikante, (p <. 01; N = 110-145) zeitlich stabile Zusammenhänge zu weiteren psychischen Befindensbeeinträchtigungen auf, wie psychosomatischen BeschwerdenName=Psychosomatische Beschwerden; HotwordStyle=BookDefault;  (.33 bis.55) und Depressivität Name=Depressivität; HotwordStyle=BookDefault; (.53 und .56). Übereinstimmende Ergebnisse beschreibt Frese (1999). Leitner (1993) berichtet signifikante Zusammenhänge (p < .05, N = 218) zwischen schlechten Arbeitsbedingungen, definiert über zusätzlich erforderlichen Regulationsaufwand zur Bewältigung von Arbeitsanforderungen und Angst. Mohr (2000) beobachtete darüber hinaus bedeutsame Zusammenhänge mit einem befürchteten Arbeitsplatzverlust (.22, p < .05, N = 62-65).

Die diskriminante Validität wird durch Ergebnisse einer Längsschnittstudie mit zwei Erhebungszeitpunkten in 1979 und 1981 von Frese (1999) belegt, nach denen die Beantwortung der Angst-Items zeitlich stabil und negativ mit sozialer Unterstützung durch Kollegen (-.24, p < .05) und Ehepartner (-.29, p < .01, jeweils N = 90) assoziiert ist. Mohr (2000) berichtet zudem signifikante negative Zusammenhänge mit Selbstwertgefühl (-.42 bis. 45, p < .01, N = 110-145), mit Lebenszufriedenheit (-.35) und mit individueller Kontrolle (-.22, jeweils p <  .01, N = 157-203; vgl. auch Mohr, 1986).

Deskriptive Statistiken

Nach den Daten der ersten Erprobungsstichprobe (n = 932) beträgt der Mittelwert für alle sieben Items 2.91, die Standardabweichung 1.05, die Schiefe .33 und der Exzess -.34. Die Mittelwerte und StandardabweichungenName=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d99;  für die einzelnen Items liegen vor (Tabelle 2)