Das Konstrukt Preference for Consistency (PfC) und eine Skala zu seiner Erfassung entwickelten Cialdini, Trost und Newsom (1995). Den theoretischen Hintergrund bildeten die motivationalen Konsistenztheorien der Sozialpsychologie von Heider (1946), Newcomb (1953), Osgood und Tannenbaum (1955) sowie Festinger (1957), bei deren empirischer Überprüfung sich das Fehlen einer brauchbaren Operationalisierung des zentralen Konstrukts der Konsistenz als Hemmnis erwiesen hatte. Nach Cialdini et al. (1995) ist das Konsistenzbedürfnis ein überdauerndes Motiv, d.h. eine stabile individuelle Verhaltensdisposition (trait). Es wird als das Bedürfnis charakterisiert, eigene Einstellungen untereinander und mit dem eigenen Verhalten in Einklang zu bringen (internale Konsistenz), auf andere konsistent zu wirken (öffentliche Konsistenz) sowie als Wunsch von Konsistenz wichtiger Sozialpartner (Konsistenz von anderen). Diese drei Bedürfnisbereiche werden als zusammenhängende, aber voneinander unterscheidbare Facetten eines zugrunde liegenden übergeordneten Konstrukts angesehen. Zur Operationalisierung des Konstrukts konstruierten die Autoren eine Skala mit 18 Items, die diese Bereiche annähernd gleich häufig abdecken sollen. Das Ziel der Skalenentwicklung war es dabei, eine allgemeine Skala für das Konsistenzbedürfnis zu erstellen und nicht die Validierung einzelner Konstruktfacetten. Obwohl konfirmatorische Faktorenanalysen von mit dieser Skala erhobenen Daten ein mit den theoretischen Konstruktannahmen übereinstimmendes Drei-Faktor-Modell belegten, gehen die Autoren wegen der hohen Faktorkorrelationen (.73 - .87) von einem einheitlichen zugrundeliegenden Konsistenzbedürfnis aus. Als Belege für die Validität der Skala werden in der Originalarbeit (1995) u.a. substantielle positive Korrelationen zu Konstrukten wie kognitiver Rigidität, persönlichem Strukturbedürfnis und Selbstaufmerksamkeit angeführt, sowie negative Zusammenhänge mit Offenheit für Erfahrungen und Extraversion nach dem Big Five Modell (vgl. Borkenau & Ostendorf, 1993). Cialdini et al. (1995) berichten jedoch keine Itemkennwerte oder Faktorladungen.

Da das Konstrukt Konsistenzstreben im Zusammenhang mit Prozessen der kognitiven Verarbeitung sozialer Informationen für die eingangs erwähnten motivationalen Konsistenztheorien der Sozialpsychologie von Bedeutung ist, dürfte die Skala vor allem als Forschungsinstrument von Interesse sein.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Die hier dokumentierte Skala zum Konsistenzbedürfnis sollte möglichst kurz sein, um sie auch in Mehrthemenumfragen und in Experimenten einsetzen zu können, bei denen es auf Durchführungsökonomie ankommt. Gleichzeitig sollte sie sich aber auch möglichst eng an die Originalskala von Cialdini, Trost und Newsom (1995) anlehnen. Zwar stellten diese Autoren bereits eine Kurzskala mit neun Items zusammen. Diese wurden jedoch ausschließlich nach psychometrischen Kriterien ausgewählt und erfassen überwiegend öffentliche Konsistenz. Unsere Kurzskala sollte demgegenüber alle drei Konsistenzbereiche mit gleich vielen Items erfassen, die möglichst ausgewogen in sowie entgegen der Schlüsselrichtung des Konstrukts formuliert sein sollten. Deshalb wurden alle 18 Items der Langform von Cialdini et al. (1995) als Ausgangsbasis bei der Konstruktion dieser Kurzskala berücksichtigt. Von diesen ist jedoch nur eines nicht in Schlüsselrichtung des Konstrukts gepolt. Außerdem sind eine Reihe dieser Items sprachlich äußerst redundant formuliert, wodurch sich die Wahrscheinlichkeit einer Pseudoreliabilität der Skala erhöht. Deshalb wurden nur die Items 2, 4, 17, 18 und 13 unverändert aus der Originalform übernommen und sinngemäß ins Deutsche übertragen. Sie entsprechen den Items 1, 2, 3, 5, und 7 der hier dokumentierten Kurzform. Item 6 (Ich lege keinen Wert darauf, dass meine engen Freunde berechenbar sind) entspricht semantisch zwar ebenfalls einem Originalitem (Item 14), wurde aber in entgegengesetzte Richtung formuliert. Letzteres trifft auch auf Item 4 zu (Es ist mir nicht wichtig, ob ich auf andere widersprüchlich wirke), das zusätzlich die Aussagen von zwei Items der Originalskala zusammenfasst (Items 15 und 16). Unsere Kurzskala besteht somit aus insgesamt sieben Items. Je zwei Items erfassen öffentliche Konsistenz bzw. Konsistenz von anderen, die restlichen drei  private (internale) Konsistenz. Vier dieser Items sind auch in der 9-Item Kurzskala von Cialdini, Trost und Newsom (1995) enthalten.

Stichproben

Zur Prüfung der psychometrischen Eigenschaften der hier dokumentierten Kurzskala wurden die Daten aus drei Stichproben herangezogen.

1.     Stichprobe 1: 235 Teilnehmer einer bundesweiten Internetbefragung zur Bundestagswahl im Herbst 2002, die über einschlägige Internetportale sowie über die Homepage des Psychologischen Instituts der Universität Leipzig rekrutiert worden waren und alle vorgegebenen Instrumente vollständig ausgefüllt hatten (vgl. v. Collani & Blank, 2003). Ihr Alter variierte zwischen 14 und 69 Jahren (M = 30.3, SD = 9.63). 70.2 % der Befragten waren männlich. 1.3 % hatten einen Hauptschulabschluss, 7.2 % einen Realschulabschluss, 47.7 % einen Gymnasialabschluss, 43 % einen (Fach-)Hochschulabschluss und 0.9 % keinen ordentlichen Schulabschluss. Dieser ersten Stichprobe wurde Item 1 der hier abgedruckten Kurzskala zum Konsistenzstreben noch nicht vorgegeben, weil es erst später zusätzlich in diese übernommen wurde. Neben den Items zum Konsistenzstreben beantworteten alle Teilnehmer u.a. Items aus Instrumenten zur Erfassung des persönlichen Strukturbedürfnisses (PNS), sozialer Dominanzorientierung (Six et al., 2001; v. Collani, 2002) und zur Sozialen Erwünschtheit (Stöber, 1999). Alle diese Instrumente wurden hier mit 4-stufigen Likertskalen mit den Endpunkten 1 = "lehne vollständig ab" und 4 = "stimme voll und ganz zu" vorgegeben. Zusätzlich wurde die politische Orientierung (links vs. rechts) der Befragten über einen Index aus den Präferenzurteilen zu den bei der Wahl angetretenen politischen Parteien ermittelt.

2.     Stichprobe 2: 326 Teilnehmer einer im Sommer 2004 ebenfalls über Internetportale sowie über die Homepage des Psychologischen Instituts der Universität Leipzig durchgeführten bundesweiten Interneterhebung zu politischen Einstellungen, insbesondere zu politischem Konservatismus. 129 (39.6 %) der Teilnehmer waren männlich. Ihr Alter variierte zwischen 14 und 70 Jahren (M = 29.4 Jahren, SD = 10.8 Jahre). 3.4 % hatten einen Hauptschulabschluss, 16.3 % einen Realschulabschluss, 49.7 % Abitur, 29.1 % einen (Fach-)Hochschulabschluss und 1.5 % keinen ordentlichen Schulabschluss. 26.1 % waren Arbeiter oder Angestellte, 39.9 % Studierende, 19.6 % Schüler, 5.5 % Selbständige und 3.4 % Beamte. Zusätzlich wurden allen Teilnehmern Instrumente zur Erfassung des Persönlichen Strukturbedürfnisses (PNS) vorgelegt, zur protestantischen Arbeitsethik (Maes & Schmitt, 2001), zum rechtsgerichteten Autoritarismus (Petzel et al., 1997; Schneider, 1997), zur sozialen Dominanzorientierung (Six et al., 2001; v. Collani, 2002), zum Ethnozentrismus (ALLBUS, 1996, 2002), zur allgemeinen Vorurteilsneigung (Plant & Devine, 1998), zu verschiedenen Konservatismusmaßen (Selbsteinstufung sehr konservativ - wenig konservativ; Selbsteinstufung politisch links vs. rechts; Präferenz für konservativ-bürgerliche Parteien; Items einer Konservatismusskala von Nilsson & Ekehammar, 1990) und zur Sozialen Erwünschtheit (Stöber, 1999). Alle Einstellungsskalen wurden diesmal mit 5-stufigen Likert-Antwortskalen vorgegeben (1 = "lehne vollständig ab" und 5 = "stimme voll und ganz zu").

3.     Stichprobe 3: 116 Studierende der Psychologie im Haupt- und Nebenfach (Universität Leipzig), die im Herbst 2006 schriftlich befragt wurden. 25 % von ihnen waren männlich. Ihr Alter variierte zwischen 19 und 55 Jahren (M = 23.3 Jahren, SD = 5.5 Jahre). Alle Teilnehmer bearbeiteten zusätzlich Instrumente zur Erfassung der Offenheit für Erfahrungen nach dem NEO-FFI (Borkenau & Ostendorf, 1993), der privaten Selbstaufmerksamkeit (Hoyer & Kunst, 2001) und zur Orientierung an Anderen nach einer Skala zur Selbstüberwachung, die jeweils mit 5-stufigen Likert-Antwortskalen vorgegeben wurden (1 = "lehne vollständig ab" und 5 = "stimme voll und ganz zu").

Itemanalysen

Stichprobe 1: Eine Hauptkomponentenanalyse (Tabelle 1) der Daten aus Stichprobe 1, welcher Item 1 der Kurzskala zum Konsistenzstreben noch nicht vorgegeben worden war, weist nur die erste Komponente einen Eigenwert > 1 aus (EW = 2.50, Varianzanteil 41.6 %). Auf die nächst größere Komponente entfallen 14.9 % bei einem Eigenwert von .90. Nach dem Scree-Test Kriterium ist deshalb eine eindimensionale Lösung zu favorisieren.

Tabelle 1

Komponentenladungen (K), Trennschärfen (T) und Cronbachs Alpha (CA) für die Items der Kurzskala Konsistenzstreben nach den Daten aus den Stichproben 1 (N = 235), 2 (N = 326) und 3 (N = 116)

Anmerkungen. * Item 1 wurde Stichprobe 1 nicht vorgegeben

Ein mit AMOS geprüftes eindimensionales lineares konfirmatorisches Faktormodell (Maximum Likelihood Schätzung) erzielte zwar eine gute Passung (Chiquadrat= 17.89, df = 9, Chiquadrat / df = 2, CFI = .96, AGFI = .94, RMSEA = .06). Sie konnte jedoch weiter verbessert werden, wenn eine Korrelation der Residuen der Items 2 und Item 6 zugelassen wurde (Chiquadrat = 11.88, df = 8, Chiquadrat / df = 1.5, CFI = .98, AGFI = .96, RMSEA = .05).  Beide Items beziehen sich im Vergleich zu den übrigen spezifisch auf eine Vorhersehbarkeit und Berechenbarkeit von Verhalten. Dies könnte die zusätzliche systematische Kovariation ihrer Beantwortungen erklären (Abbildung 1).

Abbildung 1. Konfirmatorisches Faktormodell mit standardisierten Faktorldungen (ML-Schätzung), c²(8) = 11.9, p = .16, RMSEA = .05, CFI = .98, GFI = .98.

Stichprobe 2: Eine Hauptkomponentenanalyse (Tabelle 1) der Daten aus Stichprobe 2 legt nach dem Scree-Test ebenfalls eine eindimensionale Lösung nahe, die 29.4 % der Gesamtantwortvarianz bei einem Eigenwert von 2.06 erklärt. Nach den Daten dieser Stichprobe ist Item 1, das der ersten Stichprobe nicht vorgegeben wurde, jedoch sehr schwach mit der ersten Komponente assoziiert. Eine nach dem Eigenwertkriterium ebenfalls mögliche Zwei-Komponenten Lösung ist aufgrund von mehreren Doppelladungen (Item 1: -.48 und .71; Item 3: .32 und .59; Item 5: -.38 und -.55) nicht eindeutig zu interpretieren. Die zweite Komponente erklärt dabei 16.3 % der Gesamtantwortvarianz bei einem Eigenwert von 1.14. Insbesondere Item 1 ist also faktoriell komplex, da eine Hauptkomponentenanalyse der Skala ohne Item 1 eine klare Einfaktorlösung mit nur einem Eigenwert > 1 und einem sehr deutlichen Knick in der Eigenwertkurve erbrachte. Ein wie für Stichprobe 1 berechnetes konfirmatorisches Faktormodell mit einer latenten Dimension ist erneut zufriedenstellend mit den Daten vereinbar, wenn zusätzlich eine Assoziation zwischen den Residuen der Items 2 und 6 zugelassen wird (Chiquadrat = 22.98, df = 13, Chiquadrat / df = 1.8, CFI = .94, AGFI = .96, RMSEA = .05). Dabei ist die Faktorladung für Item 1 zwar sehr niedig, aber signifikant von Null verschieden (Abbdilung 2).

Abbildung 2. Konfirmatorisches Faktormodell mit standardisierten Faktorldungen (ML-Schätzung), c²(13) = 23.0, p = .04, RMSEA = .05, CFI = .95, GFI = .98.

Stichprobe 3: Eine Hauptkomponentenanalyse (Tabelle 1) der Daten aus Stichprobe 3 führt auf drei Komponenten mit Eigenwerten > 1. Bei Wahl einer eindimensionalen Struktur klärt die erste Komponente 28.3 % der Gesamtantwortvarianz auf. Sie ist jedoch nur schwach mit Item 4 assoziiert. In einer Zwei-Komponenten Lösung erklärt eine zweite Komponente 18.4 % der Antwortvarianz (Eigenwert von 1.3). Sie wird durch die Items 1, 3, 4 und 5 mit Ladungen von .68, .62, .46 und .68 determiniert. Item 4 ist mit dieser deutlich höher assoziiert (.46) als mit der ersten Komponente der eindimensionalen Lösung. Auf eine konfirmatorische Analyse der Daten aus Stichprobe 3 wurde wegen deren geringen Umfangs verzichtet. Die hier berichteten Analysen fokussierten eine eindimensionale Strukturierung der Beantwortung des in Kurzform operationalisierten Instruments zum Konsistenzstreben. Diese ist jedoch allenfalls approximativ gegeben, da sich eine theoretisch angenommene Ausdifferenzierung des Konstrukts Konsistenzstreben in mehrere Facetten auch in den Antworten zu der hier dokumentierten Kurzform widerspiegelt. Dies zeigten schon Analysen der Originalskala (vgl. Cialdini et al., 1995, Anmerkung 1).

Itemkennwerte

Komponenten- und Faktorladungen (Tabelle 1) zur Beurteilung der Reliabilität und formalen Validität der Items zum Konsistenzstreben werden für drei Stichproben berichtet . Mit Ausnahme unzureichender Werte für Item 1 in Stichprobe 2 und Item 4 in Stichprobe 3 sind die Items der Kurzform danach hinreichend reliabel und formal valide.

Nach Ausschluss von Item 1 erhöhte sich Cronbachs Alpha für Stichprobe 2 auf  .60 und in Stichprobe 3 nach Ausschluss von Item 4 auf .58. Dies bestätigt eine eventuell auch stichproben- oder befragungsartbedingte unbefriedigende Reliabilität insbesondere der Items 2 und 4.

Reliabilität

Als Maß für die interne Konsistenz wurde für Stichprobe 1, die Item 1 noch nicht beantwortete, ein Cronbachs Alpha von .71 ermittelt, für Stichprobe 2 ein Cronbachs Alpha von .58 und für Stichprobe 3 ein Cronbachs Alpha von .54.

Validität

Zur Prüfung der Validität wurde der Summenwert für die Items zum Konsistenzstreben mit Summenwerten für weitere Skalen korreliert, von denen zu erwarten ist, dass sie mit Konsistenzstreben assoziiert sind (Persönliches Strukturbedürfnis, politisch rechte Orientierung, Präferenz für bürgerlich-konservative Parteien: konkurrente Validität).

Nach Stichprobe 1 (n = 235, Interneterhebung 2002) ist Konsistenzstreben signifikant positiv mit Persönlichem Strukturbedürfnis (.55, p < .001) assoziiert und mit Sozialer Dominanzorientierung (.16, p < .05) sowie politischer Links-Rechts Orientierung (.21, p < .01; zsf. v. Collani & Blank, 2003), wenn auch deutlich geringer. Insbesondere korreliert es, wie erwartet, positiv (.22, p = .001) mit einer Präferenz für konservative bürgerliche Parteien (CDU und CSU) und negativ mit einer Präferenz für SPD und B90/Grüne (- .19, p < .01). Mit einer Tendenz, sozial erwünscht zu antworten, ist es zudem nicht bedeutsam (.09, p > .10) assoziiert. Die zuvor genannten Korrelationen sind zwar signifikant, substantiell jedoch eher unbedeutend.

Nach Stichprobe 2 (n = 326, Interneterhebung 2004) korreliert Konsistenzstreben ebenfalls positiv mit Persönlichem Strukturbedürfnis (.38, p < .001) sowie mit Protestantischer Arbeitsethik (.12, p < .05) und mit Sozialer Erwünschtheit (.16, p < .01), wenn auch jeweils nur gering. Nicht signifikant assoziiert ist Konsistenzstreben demgegenüber mit rechtsgerichtetem Autoritarismus (.08), Ethnozentrismus (.04), allgemeiner Vorurteilsneigung (.08) und verschiedenen Konservatismusskalen (-.04 - .06), sowie anders als nach Stichprobe 1, mit Sozialer Dominanzorientierung (-.10) und der Präferenz für bestimmte politische Parteien (Nullkorrelationen).

Die Skala Konsistenzstreben scheint somit im Gegensatz zu Persönlichem Strukturbedürfnis, das mit politisch-ideologischen Einstellungen sowie mit Vorurteilsneigung konsistent positiv korreliert (Größenordnung: .22 - .32), nicht mit allgemeinen sozialen Einstellungen assoziiert zu sein, sondern eher mit einem persönlichen Verarbeitungsstil zu stärkerer kognitiver Strukturierung. Aus den unterschiedlichen Korrelationsmustern mit Drittvariablen ergibt sich auch ein Hinweis für eine diskriminante Validität von Konsistenzstreben gegenüber dem Konstrukt Persönliches Strukturbedürfnis.

Nach Stichprobe 3 (n = 116, schriftliche Befragung, Herbst 2006) kovariiert das Konsistenzstreben signifikant positiv mit Privater Selbstaufmerksamkeit (.34, p < .001), praktisch nicht dagegen mit Offenheit für Erfahrungen (.16, p >.10) oder mit Selbstüberwachung (Orientierung an Anderen; .11, p > .10). Mit Ausnahme für die Skala Offenheit, für die Caldini et al. (1995) eine negative Korrelation von -.38 ermittelten, stimmen die Korrelationen mit den von Cialdini et al. (1995) berichteten Werten gut überein.

Die Validität der Items ist somit vor allem über Zusammenhänge mit motivational-kognitiven Konstrukten wie Persönlichem Strukturbedürfnis und Privater Selbstaufmerksamkeit gegeben.

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Mittelwerte und Streuungen der Itemantworten liegen in Tabelle 2 vor.

Tabelle 2

Mittelwerte (M) und Streuungen (s) für die Items der Kurzskala Konsistenzstreben nach den Daten aus den Stichproben 1 (N = 235), 2 (N = 326) und 3 (N = 116)

Anmerkungen. * Item 1 wurde Stichprobe 1 nicht vorgegeben. In Stichprobe 1 wurde eine 4-stufige, in den Stichproben 2 und 3 eine 5-stufige Antwortskala eingesetzt