Das Narcissistic Personality Inventory (NPI; Raskin & Terry, 1988) soll mit 40 Items sieben Dimensionen eines überzogenen Selbstwerts erfassen. Nach einer Hauptkomponentenanalyse (Raskin & Terry, 1988) ließen sie sich dementsprechend sieben Komponenten zuordnen, die die Entwickler als Autoritätsanspruch (authority), Überheblichkeit (self-sufficiency), Überlegenheitsgefühl (superiority), Angeberei (exhibitionism), Manipulationsneigung (exploitativeness), Eitelkeit (vanity) und Anspruchsdenken (entitlement) bezeichnen.

Das NPI operationalisiert so Narzissmus als Persönlichkeitsmerkmal im Normalbereich (Egotismus) und nicht als Persönlichkeitsstörung mit klinischer Relevanz. Narzissmus wird dabei als Persönlichkeitsmerkmal beschrieben, das durch einen stark überhöhten, unrealistischen Selbstwert charakterisiert ist, der aber äußerst fragil und auf permanente Bestätigung durch das soziale Umfeld angewiesen ist. Bleibt diese Bestätigung aus oder erfahren Personen mit hohen Narzissmuswerten Kritik, reagieren sie mit Ärger und Feindseligkeit und werten andere ab. Neben der Neigung zur Grandiosität und Selbstüberschätzung sowie dem Streben nach Aufmerksamkeit und Bewunderung sind fehlendes Interesse für die Belange anderer, eine Tendenz zur Ausbeutung und Manipulation, exzessive Extravertiertheit und ein Bedürfnis nach Macht und Status kennzeichnend (vgl. Schütz et al., 2004; Twenge & Campbell, 2003). Narzissmus wird neben niedrigem Selbstwert als eine der wesentlichen dispositionellen Determinanten von Aggressivität angesehen (vgl. Bushman & Baumeister, 1988). Die Auswirkungen von Narzissmus im Alltag behandeln ausführlich Buss und Mancinelli (1991).

Ziel der Entwicklung der hier vorgestellten deutschen NPI-d Versionen war eine möglichst ökonomische Anwendbarkeit. Deshalb wurde eine gegenüber dem Original deutlich reduzierte Anzahl von Items angestrebt. Gleichzeitig sollte aber ein möglichst eng an das Original angelehntes kompakteres Instrument vor allem für angewandte Fragestellungen erstellt werden, das trotz Kürzungen alle wesentlichen der eingangs genannten Facetten des Konstrukts Narzissmus erfasst. Narzissmus wird dabei als komplexes übergeordnetes latentes Konstrukt angesehen, das sich aus verschiedenen Facetten zusammensetzt. Die faktorielle Dimensionalität von drei hier vorgestellten gekürzten Fassungen mit 17, 10 und 5 Items (NPI-d-17, NPI-d-10 und NPI-d-5) wird deshalb detailliert beschrieben und diskutiert. Die beiden letzten Teilskalen wurden für Anwendungen zusammengestellt, in denen aus Gründen der Durchführbarkeit nur kurze oder sehr kurze Skalen eingesetzt werden können.

Zwei sogenannte Kurzformen zum NPI wurden erst in jüngster Zeit publiziert: eine englische (NPI-16, Ames et al., 2006) und eine deutsche Version (NPI-15, Schütz et al., 2004). Die 16 Items der Version von Ames et al. (2006) sollten alle Facetten mit Ausnahme von Eitelkeit durch jeweils zwei bis drei Items abdecken. Die Items wurden als nach Augenscheinvalidität repräsentativ für das Narzissmuskonstrukt ausgewählt. Sie sollten sich zudem semantisch von Items verwandter Konstrukte wie Führung, Durchsetzungsfähigkeit, Eitelkeit und Neid unterscheiden. Eindimensionalität wurde zwar angestrebt. Ames et al. (2006) machen jedoch nur rudimentäre Angaben zur faktoriellen Struktur ihrer Kurzskala und den psychometrischen Merkmalen von deren Items. D.h. sie berichten nur, dass der erste unrotierte Faktor 19.9 % der Varianz erklärte und dass sich die Faktorladungen für die Items zwischen .16 und .66 bewegten. Die 15 Items der von Schütz et al. (2004) vorgeschlagenen deutschen Kurzform wurden lediglich aufgrund der Höhe ihrer Ladungen auf einer ersten unrotierten Komponente ausgewählt, die Raskin und Terry (1988) für das englische 40-Item Original ermittelten. Schütz et al. (2004) prüften die Dimensionalität ihrer deutschen Kurzform jedoch nicht bzw. machen keine Angaben dazu. Sechs der 15 Items ihres Instruments entstammen zudem dem Bereich Autoritätsanspruch / Führung nach Raskin und Terry (1988).

Die hier vorgestellten gekürzten deutschen Versionen unterscheiden sich von den genannten Kurzformen in folgenden Punkten: In allen vorliegenden NPI-Versionen werden zwei gegensätzlich formulierte Aussagen A und B verwendet, von denen eine als subjektiv zutreffend ausgewählt werden muss. Dieses binäre Antwortformat ist u.E. unnötig kompliziert und insbesondere für Teilnehmer mit geringerer Sprachkompetenz wahrscheinlich verwirrend. Zudem ist es für mehrere Itempaare fraglich, ob sie wie intendiert nur Gegensätze bzw. nur in entgegengesetzte Konstruktrichtungen formulierte Aussagen machen (z.B. A. "Ich will einfach nur glücklich sein" vs. B. "Ich möchte es in den Augen der Welt zu etwas bringen"). In den hier verwendeten NPI-d Fassungen werden die Items deshalb in einfacher Aussageform mit kategorialem Likert-Antwortformat vorgegeben. Alle Items wurden außerdem in Schlüsselrichtung des Konstrukts (Narzissmus) formuliert.

Im Unterschied zu vorausgegangenen Arbeiten werden hier zudem die dimensionale Struktur und psychometrische Itemmerkmale detailliert explorativ und konfirmatorisch geprüft.

Danach können die hier vorgestellten NPI-d Versionen wegen ihrer Ökonomie, d.h. gekürzten Itemanzahl vor allem zur Untersuchung angewandter Fragestellungen insbesondere in Interneterhebungen oder auch als (subklinische) Screeninginstrumente eingesetzt werden. Zur Untersuchung von Forschungsfragen sollte demgegenüber die Langfassung z.B. von Schütz et al. (2004) herangezogen werden, weil sie der Komplexität des Konstrukts besser Rechnung trägt und den Einsatz von Subskalen für die Identifizierung einzelner Facetten (Dimensionen) ermöglicht.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Aus den 40 Items des Narzissmusinventars (NPI) von Raskin und Terry (1988) sollten für die gekürzten NPI-d Versionen für jede der sechs Narzissmusfacetten bzw. Subskalen des NPI mit Ausnahme der Subskala Eitelkeit etwa gleich viele Items ausgewählt werden (Autoritätsanspruch, Überheblichkeit, Überlegenheitsgefühl, Angeberei, Manipulationsneigung und Anspruchsdenken). Die auszuwählenden Items sollten folgenden Kriterien genügen: a) ausreichend hohe Komponentenladungen für ihre Zieldimension nach den entsprechenden Angaben in der Originalarbeit, b) inhaltliche Einschlägigkeit der Itemaussagen sowie c) ihre möglichst geringe Überlappung mit verwandten Konstrukten wie z.B. Autoritarismus, Extraversion, Machiavellismus, allgemeinem Selbstwertgefühl, Aggressivität oder Selbstsicherheit.

Items der Subskala Eitelkeit wurden nicht aufgenommen, weil sie in der Originalversion des NPI sehr eng gefasst sind und fast ausnahmslos eine narzisstische Beschäftigung mit dem eigenen Körper ansprechen. Nach diesen Kriterien wurden zwei und vier Items für jeden der genannten sechs Bereiche ausgewählt und in ein Instrument mit insgesamt 17 Items zusammengestellt, das NPI-d-17. Seine Items wurden in mehreren Schritten ins Deutsche übertragen und mehrfach sprachlich überarbeitet. Acht Items der NPI-d-17 sind auch in der Kurzversion von Schütz et al. (2004) enthalten, und sechs ihrer Items in semantisch ähnlicher Formulierung in der Kurzform von Ames et al. (2006).

Zehn Items aus dem NPI-d-17 wurden nach dessen empirischer Erprobung aufgrund ihrer dabei ermittelten psychometrischen Kennwerte und der Einschlägigkeit ihrer Aussagen zur Version NPI-d-10 zusammengestellt, die so jede der sechs durch das NPI-d-17 angesprochenen Narzissmusfacetten außer Angeberei mit mindestens einem Item erfasst. Fünf Items zu den Facetten Einzigartigkeit / Überlegenheitsgefühl (3 Items) sowie Überheblichkeit (2 Items), die sich nach Schütz et al. (2004) einer Dimension zuordnen, wurden in das NPI-d-5 übernommen.

Stichproben

Zur Prüfung der psychometrischen Eigenschaften der NPI-d Versionen wurden die Daten aus vier Stichproben herangezogen:

-       Stichprobe I: 245 Personen wurde in einer schriftlichen Befragung im Wintersemester 2003/2004 die Version NPI-d-17 zusammen mit einer deutschen Version des Aggressionsfragebogens (AQName=Deutscher Aggressionsfragebogen; HotwordStyle=BookDefault; , v. Collani & Werner, 2005) von Buss und Perry (1992) vorgegeben. Fast alle Befragten (zu 97%) studierten Psychologie in den ersten drei Semestern an der Universität Leipzig. Ihr Altersdurchschnitt betrug 23 Jahre (s = 5.0, Altersbereich 18 - 47 Jahre). 78 % von ihnen waren weiblich.

-       Stichprobe IIa: 401 Teilnehmern einer schriftlichen Befragung (Sommer 2003) wurden gemeinsam mit dem NPI-d-10 eine Reihe weiterer Persönlichkeitsskalen zu allgemeinem Selbstwert (Rosenberg, 1965; v. Collani & Herzberg, 2003), motivationaler Orientierung - Hemmung vs. Aktivierung (Carver & White, 1994; Strobel et al., 2001), sozialer Erwünschtheit (Stöber, 1999) und AggressivitätName=Deutscher Aggressionsfragebogen; HotwordStyle=BookDefault;  (Buss & Perry, 1992; v. Collani & Werner, 2005) vorgelegt. 54 % der Befragten waren weiblich. 22 % hatten einen Real-, 31 % einen Gymnasial- und 37 % einen Hochschulabschluss. 32 % waren Angestellte, 13 % Studierende. Die Teilnehmer waren zwischen 15 und 74 Jahre alt (M = 34.7, s = 13.1).

-       Stichprobe IIb: 412 Personen wurde in einer Interneterhebung Anfang 2003 erneut das NIP-G-10 vorgegeben. Diese Untersuchung diente vor allem der Prüfung der psychometrischen Kennwerte dieser Version mit den Daten einer anderen Personenstichprobe und aus einer anderen Erhebungsform. 30.8 % der Befragten waren männlich, ihr Alter variierte zwischen 13 und 77 Jahren (M = 28.7, s = 10.1). 27% hatten einen Hochschulabschluss, 53% das Abitur, 15% einen Realschulabschluss und 5% einen Hauptschul- bzw. keinen Schulabschluss. 49% waren Studierende oder Schüler, 30% Angestellte oder Arbeiter und 5% Selbständige.

-       Stichprobe III: 374 Teilnehmern einer Interneterhebung wurde im Herbst 2002 das NPI-d-5 u.a. gemeinsam mit einer Skala zur sozialen Dominanzorientierung (Sidanius & Pratto, 1999; v. Collani, 2002), einer Skala zur sozialen Erwünschtheit (Stöber, 1999) und einem Einzelitem zur Selbsteinschätzung von politischem Konservatismus vorgegeben. 78 % dieser Befragten waren männlich. Ihr Alter variierte zwischen 14 und 69 Jahren (M = 30.9, s = 10.2).

Itemanalysen

NPI-d-17: Eine Hauptkomponentenanalyse der Antworten zum NPI-d-17 aus Stichprobe I wies vier Komponenten mit Eigenwerten > 1 aus (6.03, 1.48, 1.28, 1.18), die 35.5%, 8.7%, 7.6% und 6.9% der Antwortvarianz erklärten. Die erste Komponente klärt danach deutlich mehr Varianz  auf als bei Ames et al. (2006). Wegen des starken Eigenwertabfalls nach der ersten Komponente wäre nach dem Scree-Test-Kriterium eine eindimensionale Lösung zu favorisieren. Für diese spricht auch, dass alle KomponentenladungenName=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  außer der für Item 12 > .45 sind (Tabelle 1). Um die Anzahl relevanter Hauptkomponenten zu bestimmen und sie gegen Zufallslösungen abzugrenzen, wurden Parallelanalysen nach der Methode von Longman et al. (1989; Regressionsverfahren) und der von Kaufman und Dunlap (2000; Simulationsverfahren, Programm PA) durchgeführt. Danach überschritt neben dem größten nur der zweitgrößte Eigenwert knapp die kritische Grenze von 1.454 nach Dunlap, nicht aber auch die von 1.496 nach Longman für das 95-te Perzentil einer Zufallsverteilung von Eigenwerten bei gegebener Stichprobengröße und Itemanzahl. Die kritischen Grenzen für den nächstgrößeren Eigenwert betrugen nach der Dunlap-Methode 1.365 und nach der Longman-Methode 1.402. Sie wurden beide nicht erreicht.

Tabelle 1

Hauptkomponenten- (H) und Faktorladungen (F) für die NPI-d Items nach den Stichproben I (NPI-d-17, N = 245), IIa und IIb (NPI-d-10, N = 401) sowie Stichprobe III (NPI-d-5, N = 374)

Nach diesen Analysen wäre also auch eine 2-Komponenten Lösung in Betracht zu ziehen. Deshalb wurde eine weitere Hauptkomponentenanalyse mit vorgegebener Extraktion von zwei Komponenten und schiefwinkliger Rotation (Oblimin) durchgeführt. Nach dieser bildeten fünf Items (1, 2, 3, 4, 7, 8 und 12) eine zweite Komponente. Mehrere Items derselben theoretisch definierten Narzissmusfacette (Einzigartigkeit, Anspruchsdenken) ordneten sich jedoch nicht nur einer, sondern beiden Komponenten zu. Außerdem waren vier weitere Items (9, 11, 13 und 16) substantiell nach Ladungen >.30 mit beiden Komponenten assoziiert. Die beiden Komponenten sind also inhaltlich nicht hinreichend voneinander abzugrenzen. Auch vier mit dem Extraktionskriterium Eigenwerte > 1 ermittelte Komponenten waren inhaltlich nicht theoriekonform zu interpretieren: nur 11 der 17 Items ordneten sich jeweils eindeutig einer der vier Komponenten zu. Die übrigen sechs Items korrelierten demgegenüber substantiell mit mindestens zwei Komponenten (Doppelladungen > .40).

Diese Beobachtungen und der deutliche Abfall der Eigenwerte nach der ersten Komponente sprechen u.E. für eine eindimensionale Strukturierung (Tabelle 1)Name=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  der Beantwortungen des NPI-d-17, ebenso die folgenden konfirmatorisch ermittelten Ergebnisse: Zwar erklärt ein eindimensionales konfirmatorisches Faktoranalysemodell die Kovarianzen der Antworten zum NPI-17 (AMOS, Maximum Likelihood Schätzung) nicht hinreichend (Chiquadrat = 529.0, df = 119, p < .001, Chiquadrat / df = 4.45, RMSEA = .12, CFI = .72, TLI = .68). Eine akzeptable Passung dieses Modells (Chiquadrat = 146.9, df = 96, p = .001, Chiquadrat / df = 1.53, RMSEA = .05, CFI = .97, TLI = .95) kann jedoch erzielt werden, wenn Korrelationen (insgesamt 23) zwischen den Residuen der Items zugelassen werden. Dadurch wird die Stärke ihrer Assoziation mit der angenommenen nur einen NarzissmusdimensionName=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  jedoch nicht merklich reduziert, und die standardisierten Faktorladungen für alle Items sind nach Werten >.44 als ausreichend hoch zu beurteilen, abgesehen von der für Item 12, die nur .22 beträgt (Tabelle 1).

Müssen die signifikanten Residuenkorrelationen in Übereinstimmung mit den Beobachtungen über die Eigenwertestruktur eventuell doch als Hinweise auf eine mehrdimensionale Beeinflussung der Beantwortung des NPI-d-17 beurteilt werden? Diese Vermutung wird durch die nachfolgenden Befunde nur unzureichend gestützt: Ein konfirmatorisches Modell, mit zwei latenten Variablen zur Repräsentation von zwei, u.a. auf der Grundlage der entsprechenden Hauptkomponentenanalyse abgeleiteten Faktoren, passt nicht besser zu den Daten als das eindimensionale Modell mit korrelierten Residuen, die auch nach dem zweidimensionalen Modell weiterhin signifikant und substantiell sind. Außerdem korrelieren die beiden latenten Dimensionen sehr hoch (r > .80) und Items gleicher theoretisch angenommenen Narzissmusfacetten ordnen sich beiden statt nur einem Faktor zu.

Auch ein konfirmatorisches Modell mit den vier Faktoren Führung / Autorität, Selbstversenkung / Selbstgefälligkeit, Überlegenheit / Arroganz und Manipulationsneigung / Anspruchsdenken, die in Anlehnung an Befunde von Emmons (1987) zum Original NPI spezifiziert wurden, erzielt keine akzeptable Passung (Chiquadrat = 459.7, df = 116, p < .001, Chiquadrat / df = 3.95, RMSEA = .11, CFI = .77, TLI = .73), auch wenn erneut korrelierte Residuen für mehrere Items zugelassen werden (Chiquadrat = 186.7, df = 100, p < .001, Chiquadrat / df = 1.87, RMSEA = .06, CFI = .94, TLI = .92). Ein Modell mit sechs korrelierten Faktoren zur Repräsentation der von Raskin und Terry (1988) postulierten Narzissmusfacetten konnte schließlich wegen nicht zu erzielender Konvergenz oder negativer Residuenvarianzen überhaupt nicht geschätzt werden.

NPI-d-10: Hauptkomponentenanalysen der Antworten zum NPI-d-10 aus den Stichproben IIa und IIb führen auf jeweils zwei Komponenten mit Eigenwerten > 1 (3.55 bzw. 3.81 und 1.28 bzw. 1.37). Nach den Daten beider Stichproben bilden jeweils fünf Items eine eigene Komponente. Die Items der ersten Komponente sollen nach Raskin und Terry (1988) die beiden Narzissmusfacetten Einzigartigkeit und Überlegenheitsgefühl operationalisieren, die der zweiten Komponente Anspruchsdenken und Autoritätsanspruch.

Nach konfirmatorischen Faktoranalysen jeweils der Antworten aus den Stichproben IIa und IIb erklärt zwar bereits ein eindimensionales Modell die Antwortkovarianzen zum NPI-d-10 zufriedenstellend (Chiquadrat = 41.1, df = 29, p = .07, Chiquadat / df = 1.42, RMSEA = .03, CFI = .99, TLI = .98 bzw. Chiquadrat = 41.8, df = 24, p = .01, Chiquadrat / df = 1.74, RMSEA = .04, CFI = .98 und TLI = .97). Ein Modell mit zwei entsprechend den Ergebnissen aus der Hauptkomponentenanalyse spezifizierten Faktoren passt jedoch jeweils noch besser zu den Daten (Chiquadrat = 32.7, df = 29, p = .29, Chiquadrat / df = 1.13, RMSEA = .02, CFI = 1.00, TLI = .99 bzw. Chiquadrat = 26.0, df = 23, p = .30, Chiquadrat / df = 1.13, RMSEA = .02, CFI = 1.00, TLI = 1.00). In beiden Modellalternativen wurden jedoch erneut korrelierte Residuen zugelassen. Die FaktorladungenName=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  sind mit den Hauptkomponentenladungen vergleichbar (Tabelle 1). Die beiden Faktoren korrelieren mit .79 bzw. .80. In einer der seltenen Arbeiten, in denen konfirmatorische Faktoranalysen zum NPI berichtet wurden, ergaben sich nach Kubarych et al. (2004) für die englische 40-Item Originalversion des NPI zwei- und drei-Faktormodelle, die allerdings trotz der Einführung einer Vielzahl korrelierter Residuen eine schlechte Passung mit den Daten zeigten.

NPI-d-5: Nach einer Hauptkomponentenanalyse der Antworten zum NPI-d-5, nach der der größte Eigenwert 2.55 beträgt und 51 % der Antwortvarianz erklärt, ist für diese eindeutig eine einfaktorielle LösungName=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  zu favorisieren (Tabelle 1). Für diese spricht auch ein gut passendes eindimensionales konfirmatorisches ModellName=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  (Chiquadrat = 6.56, df = 4, p = .16, Chiquadrat / df = 1.64, RMSEA = .04, CFI = .99, TLI = .99) (Tabelle 1).

Durch eine konfirmatorische Analyse als bedeutsam ausgewiesene Residuenkorrelationen können zwar Mehrdimensionalität des durch ein Instrument zu operationalisierenden hypothetischen Konstrukts anzeigen. Sie können aber auch nur dessen Komplexität als Konsequenz eines Zusammengesetzseins aus zahlreichen Facetten widerspiegeln oder lediglich Einflüsse weiterer konstruktirrelevanter bzw. -unabhängiger Faktoren, die durch semantische Ähnlichkeiten oder spezifische Beziehungen zwischen einzelnen Items zusätzlich angesprochen werden. So mussten auch für Items etablierter psychologischer Persönlichkeitsinventare häufig korrelierte Residuen zugelassen werden, um eine akzeptable Modellanpassung zu erzielen, insbesondere wenn sie komplexe Konstrukte indizieren sollen. Ein Beispiel ist der NEO-FFI (vgl. Gignac, Bates & Jang, 2007). Für die Modellierung seiner Subdimension Extraversion mit 12 Items waren 11 korrelierte Fehlerterme erforderlich, um ein zufriedenstellendes eindimensionales Modell an die Daten anzupassen.

Eine analoge Situation könnte auch für die hier vorgestellten Itembatterien zur Erfassung des eingangs beschriebenen Narzissmuskonstrukts vorliegen. Auch hier könnten die identifizierten Residuenkorrelationen auf die Komplexität statt auf eine klare Mehrdimensionalität des Konstrukts Narzissmus zumindest mit zurückzuführen sein. Allerdings muss auch dann die Schätzung für die interne Konsistenz der Antworten nach unten korrigiert werden (Raykov, 2001; Gignac et al., 2007), was hier bei entsprechenden Prüfungen berücksichtigt wurde.

Itemkennwerte

Kennwerte zur Beurteilung der Reliabilität bzw. der formalen Validität der Items der drei NPI-d Versionen liegen vor. Die TrennschärfenName=t1; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  (Tabelle 2) ebenso wie die Ladungen (Tabelle 1)Name=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  für den ersten dominanten Faktor sind jeweils zufriedenstellend bis hoch, mit Ausnahme von denen für Item 12 nach Stichprobe I und von denen für Item 16 nach Stichprobe IIa.

Tabelle 2

Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD) und Trennschärfen (T) der Items nach den Stichproben I (NPI-d-17, N = 245), IIa und IIb (NPI-d-10, N = 401) und III (NPI-d-5, N = 374) sowie unkorrigierte (CA) und korrigierte Cronbachs Alpha (KCA) für diese Versionen

Reliabilität

Wenn konfirmatorische Faktoranalysen korrelierte Fehlerterme nahelegen, d.h. wenn nach ihnen lokale stochastische Unabhängigkeit der Itembeantwortungen nur partiell gilt, muss die Schätzung der internen Konsistenz der Antworten nach unten korrigiert werden. Hier wurde dazu eine Methode von Raykov (2001; vgl. auch Gignac et al., 2007) herangezogen, die in die Berechnung von Cronbachs Alpha korrigierend neben den standardisierten Faktorladungen und den standardisierten Fehlervarianzen der Items auch die standardisierten Kovarianzen der Residuen aus der konfirmatorischen Analyse mit einbezieht. Nach den damit ermittelten korrigierten und damit auch nach den nicht korrigierten Cronbachs AlphaName=t1; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  ist die interne Konsistenz der drei NPI-d Versionen zufriedenstellend (Tabelle 2).

Diese Ergebnisse entsprechen den von Ames et al. (2006) für ihre Kurzform berichteten (nicht korrigiertes Alpha = .69) bzw. übertreffen diese deutlich. Schütz et al. (2004) ermittelten für ihre Kurzform eine interne Konsistenz von .77. Die Antworten zu den Versionen NPI-d-10 und NPI-d-5, die in Stichprobe I als Teilskalen in dem längeren NPI-d-17 enthalten waren, korrelierten jeweils mit .95 bzw. .85 mit den Antworten zum NPI-d-17. Das NPI-d-5 eignet sich damit wegen seiner geringen Itemzahl besonders gut für Interneterhebungen.

Validität

Zusammenhänge mit Aggressivität: Wie erwartet korreliertenName=t3; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  die Antwortsummenwerte für das NPI-d-17 und das NPI-d-10 substantiell mit Aggressionsneigung nach der deutschen Version des AQName=Deutscher Aggressionsfragebogen; HotwordStyle=BookDefault;  und den Antwortsummenwerten für seine Subskalen (Tabelle 3). Insbesondere ihre Korrelationen mit verbaler Aggressivität (Streitlust) sowie mit physischer Aggression und Ärger waren konsistent hoch, während die mit Misstrauen (Groll) als einer eher nach innen gekehrten Aggressionsform schwach oder nicht signifikant waren. Narzissmus nach dem NPI-d-17 korrelierte in Stichprobe I zudem schwach negativ mit dem Alter (-.13) und dem Geschlecht (-.08).

Tabelle 3

Korrelationen der Summenwerte für die NPI-d-17 (I, N = 245) und die NPI-d-10 (IIa, N = 401) mit denen für den AQ

Anmerkungen. ** p < .01

Zusammenhänge mit anderen Merkmalen: Die Antwortsummenwerte für das NPI-d-10 waren nach Stichprobe IIa signifikant (p < .01) assoziiert mit allgemeinem Selbstwert (.31), behavioraler Hemmung (-.23) und Aktivierung (.40), sozialer Erwünschtheit (-.18) sowie dem Alter (-.19) und dem Geschlecht (-.31). Nach Stichprobe III korrelierte Narzissmus nach dem NPI-d-5 signifikant mit selbsteingestuftem politischem Konservatismus (.24), sozialer Dominanzorientierung (.30) sowie dem Alter (.37). Mit sozialer Erwünschtheit zeigte sich kein bedeutsamer Zusammenhang (-.04).

Nach Regressionsanalysen beeinflussen Narzissmus und Selbstwert nicht nur wie erwartet eine Aggressionsneigung signifikant, sondern verstärken additiv ihre Wirkung auf diese. So erhöht sich z.B. nach den Daten aus Stichpobe IIa der standardisierte Regressionskoeffizient für den Einfluss von Selbstwert auf eine Aggressionsneigung von -.39 auf -.51, wenn Narzissmus als weiterer Prädiktor einbezogen wird und umgekehrt der Regressionskoeffizient für den Einfluss von Narzissmus auf eine Aggressionsneigung von .24 auf .38, wenn Selbstwert als weiterer Prädiktor berücksichtigt wird. Diese Zusammenhänge wurden durch eine Pfadanalyse bestätigt.

Auch wenn die Ergebnisse zu komplexen Konstrukten häufig schwer zu interpretieren sind, was zur Forderung nach weniger komplexen Konstrukten führte (z.B. McGrath, 2005), so zeichnen sie sich doch gegenüber allzu eng definierten Konstrukten dadurch aus, nicht in der Gefahr zu stehen, Pseudoreliabilität durch die Auswahl von Items zu generieren, die nur semantische Abwandlungen einiger weniger Aussagen realisieren.

Offen bleiben muss die Frage, ob die hier berichteten Ergebnisse durch die Änderungen des Antwortformats der NPI-d mit bedingt wurden. In anderen Varianten des NPI (Schütz et al., 2004; Ames, 2006) wurden nicht Einzelitems mit Likert-Antwortformat sondern Itemdyaden mit forced-choice Antwortformat verwendet. Da zur Dimensionalität der genannten Versionen jedoch zu wenig detaillierte Angaben vorliegen, muss diese Frage offen bleiben.

Buss und Mancinelli (1991) nehmen aufgrund ihrer Befunde zum Narzissmus im Alltag an, dass sich dieses Persönlichkeitssyndrom aus verschiedenen unterscheidbaren Dispositionen zusammensetzt, die jedoch empirisch sehr stark kovariieren. Narzissmus könnte in verschiedenen Personengruppen also unterschiedliche Merkmalsprofile aufweisen, zu denen verschiedene Facetten mit jeweils unterschiedlicher Gewichtung beitragen. Diese Frage kann jedoch nur mit personenzentrierten Methoden, d.h. Latent Class oder Clusteranalysen untersucht werden. Die hier ausschließlich variablenzentrierten dimensionsanalytischen Methoden sind dazu wenig geeignet (z.B. Roth & v. Collani, 2007).

Deskriptive Statistiken

Die Mittelwerte und StandardabweichungenName=t1; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d138;  für die Items liegen vor (Tabelle 2).