Obwohl es sich bei den vier im EXQ enthaltenen Variablen konzeptionell um unterschiedliche Konstrukte handelt, liegt eine gewisse inhaltliche Überlappung vor. Diese lässt die Existenz von geteilter Varianz zwischen den Konstrukten erwarten, die sich in Form eines übergeordneten, latenten Generalfaktors ausdrückt. Diesen übergeordneten Faktor bezeichnen wir als „EX-Factor“ (EX = Employee eXperience), denn die vier Konstrukte Arbeitszufriedenheit, organisationales Commitment sowie individuelles Engagement und kollektives Engagement zeichnen ein ganzheitliches Bild der Erfahrungen von Mitarbeitenden in Organisationen. Die Meta-Analysen von Harrison et al. (2006) sowie Newman und Kollegen (2010), ebenso wie die Studie von Webster et al. (2014), stützen unsere Annahme, dass Arbeitszufriedenheit, organisationales Commitment sowie Engagement auf einen übergeordneten Faktor laden. Die vier im EXQ enthaltenen Konstrukte werden nachfolgend vorgestellt.

Arbeitszufriedenheit beschreibt die emotionale Reaktion bezogen auf unterschiedliche Aspekte des Arbeitslebens. Die Intensität und Qualität der emotionalen Reaktionen hängen in besonderem Maße davon ab, wie stark persönliche Bedürfnisse bei der Arbeit befriedigt werden (Judge & Kammeyer-Mueller, 2012). Dabei können unterschiedliche Facetten von Arbeitszufriedenheit unterschieden werden. Eine in der Literatur weit verbreitete Differenzierung stammt von Smith et al. (1969): Die Autoren unterscheiden zwischen der Zufriedenheit mit der Arbeitstätigkeit, dem direkten Vorgesetzten, den Kollegen im Team, der Vergütung sowie den Aufstiegsmöglichkeiten. Die Meta-Analyse von Kinicki et al. (2001) zeigt, dass diese fünf Facetten positiv mit unterschiedlichen Effektivitätsmaßen (z. B. aufgabenbezogener Leistung) korrelieren.

Organisationales Commitment bezieht sich auf die affektive Bindung von Mitarbeitenden an ihre Organisation, d.h. die Identifikation mit und die emotionale Involviertheit in die Belange der eigenen Organisation. Organisationales Commitment manifestiert sich neben einer starken Identifikation mit den Zielen und Werten der Organisation auch durch die persönliche Bereitschaft, sich in besonderem Maße für die Organisation einzusetzen. Zudem drückt sich organisationales Commitment im Wunsch aus, auch zukünftig ein Mitglied der Organisation zu bleiben. Die Meta-Analysen von Riketta (2002), Mathieu und Zajac (1990) sowie Meyer et al. (2002) zeigen, dass organisationales Commitment mit zahlreichen positiven Verhaltensweisen verbunden ist (z. B. Anstrengungsbereitschaft, Extra-Rollen-Verhalten). Außerdem korreliert organisationales Commitment mit einer geringen Fluktuation und hoher Loyalität gegenüber dem Unternehmen.

Bei Engagement handelt es sich gemäß Kahn (1990) um ein mehrdimensionales Konstrukt, das zwischen emotionalen, kognitiven und verhaltensbezogenen (bzw. physischen) Komponenten differenziert. In der Literatur wird zudem zwischen individuellem und kollektivem Engagement unterschieden: Individuelles Engagement beschreibt dabei den motivationalen Zustand eines einzelnen Individuums bzw. das Ausmaß mit dem Mitarbeitende ihre kognitiven, affektiven und verhaltensbezogenen (bzw. physischen) Ressourcen in die Bearbeitung einer Arbeitsaufgabe investieren (Rich et al., 2010). Die Meta-Analysen von Christian et al. (2010) sowie Young et al. (2018) demonstrieren einen substantiellen Zusammenhang zwischen individuellem Engagement und individueller Arbeitsleistung von Mitarbeitenden.

Im Gegensatz zum individuellen Engagement bezieht sich das Konstrukt kollektives Engagement gemäß Barrick et al. (2015) auf das gemeinsame Erleben in einer Gruppe von Menschen (z. B. Team, Bereich oder Organisation). Das kollektive Engagement ist ein guter Indikator dafür, inwiefern eine soziale Gruppe kollektiv ihr vorhandenes emotionales, kognitives und verhaltensbezogenes Potenzial zur Bewältigung einer gemeinsamen Herausforderung mobilisiert (Eldor, 2019; Hüttermann & Bruch, 2019). Kollektives Engagement ist ein wichtiger Indikator für die Leistungsfähigkeit der Gesamtorganisation. Beispielsweise können Barrick und Kollegen (2015) in ihrer Studie mit 83 Unternehmen aus der Finanzindustrie zeigen, dass kollektives Engagement einen signifikanten Effekt auf die Gesamtleistung der Unternehmen hat. Die Studie von Eldor (2019) mit 198 Einzelhandelsunternehmen unterstreicht zudem die inkrementelle Relevanz von kollektivem Engagement. Demnach hat kollektives Engagement einen positiven Effekt auf die beiden kollektiven Performanz-Kriterien Servicequalität und Kundenzufriedenheit, der über den Einfluss von organisationalem Commtiment und Job Involvement hinausgeht. Das Ergebnis der Studie von Eldor (2019) betont damit die Nützlichkeit des Konstrukts kollektives Engagement als emergentes Gruppenphänomen im Vergleich zur individuellen Wahrnehmung einzelner Mitarbeitender (z. B. organisationales Commitment).

Itemkonstruktion und Itemselektion

Grundlage für die Entwicklung des deutschsprachigen EXQ sind unterschiedliche validierte und in der Forschung bewährte englischsprachige Skalen. Bei der Konstruktion wurde das Ziel verfolgt, ein möglichst forschungspraktisch effizientes Instrument zu entwickeln, das zugleich konzeptionelle Unterschiede differenziert abbildet. Zur Messung von Arbeitszufriedenheit wurden in Anlehnung an Smith und Kollegen (1969) 5 Items formuliert, die die Zufriedenheit mit der Arbeitstätigkeit, den Teamkollegen, der Führungskraft, der Vergütung sowie den Entwicklungsmöglichkeiten abbilden. Das Konstrukt organisationales Commitment wurde über vier adaptierte Items des etablierten Instruments von Mowday und Kollegen (1979) gemessen. Bei der Entwicklung einer Skala zur Messung von individuellem Engagement orientieren sich Rich et al. (2010) an der multi-dimensionalen Konzeptualisierung von Engagement nach Kahn (1990) und differenzieren zwischen einer emotionalen, kognitiven und verhaltensbezogenen Dimension. Für den EXQ wurden aus der Skala von Rich et al. (2010) insgesamt 6 Items, pro Dimension je 2 Items, ausgewählt. Bei der Selektion der Items zur Messung von organisationalem Commitment und individuellem Engagement wurden neben psychometrischen Merkmalen (z. B. Faktorladungen bzw. Trennschärfen) auch inhaltliche Überlegungen berücksichtigt. Um kollektives Engagement zu messen, wurde die 6-Item-Skala von Barrick und Kollegen (2015) verwendet. Auch Barrick et al. (2015) tragen der multi-dimensionalen Konzeptualisierung von Engagement nach Kahn (1990) Rechnung und haben für die emotionale, kognitive und verhaltensbezogene Dimension je 2 Items formuliert.

Bei der Übersetzung der englischen Fragebögen wurde das von Brislin (1970) vorgeschlagene Vorgehen befolgt: Im ersten Schritt übersetzte der Erstautor des vorliegenden Manuskripts die englischen Items ins Deutsche. Im zweiten Schritt verbesserten zwei deutschsprachige Experten im Bereich der Organisationsforschung den Vorschlag. Im Anschluss wurden in einem dritten Schritt die deutschsprachigen Items von einem professionellen Übersetzer wieder ins Englische zurückübersetzt. Sprachliche Unschärfen wurden gemeinsam diskutiert und in der deutschen Version entsprechend angepasst.

Die Analysen wurden mit IBM SPSS Statistics 23, IBM SPSS Amos 25 sowie JASP 0.11.1 durchgeführt. Es liegen keine fehlenden Werte vor.

Stichprobe

Es wurden Unternehmen unterschiedlicher Industriezweige kontaktiert, insbesondere aus öffentlicher Verwaltung, Gesundheitssektor, Medizintechnik, Metall- & Elektroindustrie sowie Finanz- & Versicherungsindustrie. Die Stichprobe setzt sich aus 467 Personen zusammen. 44% der Stichprobe sind männlich und 56% weiblich. Die Datenerhebung erfolgte in den Jahren 2018 und 2019 über einen Online-Fragebogen (CSAQ; Internetumfrage), die Teilnehmer wurden nicht entlohnt.

Alter:

• Zwischen 20 und 29 Jahren: 12%
• Zwischen 30 und 39 Jahren: 28%
• Zwischen 40 und 49 Jahren: 40%
• Zwischen 50 und 60 Jahren: 18%
• Über 60 Jahre: 2%

Zugehörigkeit zur Organisation:

• Zwischen 1 und 5 Jahren: 22%
• Zwischen 6 und 10 Jahren: 35%
• Zwischen 11 und 15 Jahren: 22%
• Zwischen 16 und 20 Jahren: 10%
• Über 20 Jahre: 11%

Itemanalysen

Alle 21 Items wurden im ersten Schritt anhand einer exploratorischen Hauptachsenfaktorenanalyse untersucht. Es wurde die oblique Rotationstechnik Promax (Kappa = 2) gewählt. Dabei wurden vier Faktoren mit einem Eigenwert größer 1 extrahiert, die 61% der Varianz erklären. Die Kommunalitäten der Items variieren zwischen .44 und .84. Insgesamt liegt eine Einfachstruktur vor, wobei moderate Nebenladungen beobachtet werden: Die Zufriedenheit mit der Vergütung (.35) und mit den Entwicklungsmöglichkeiten (.26) laden auf den Faktor organisationales Commitment. Bei der Zufriedenheit mit den Teamkollegen liegt eine Nebenladung (.26) auf den Faktor kollektives Engagement vor. Diese moderaten Nebenladungen können inhaltlich gut erklärt werden (Judge & Kammeyer-Mueller, 2012).

Mittels linearer Strukturgleichungsmodelle (Williams et al., 2009) wurde im zweiten Schritt die Modellgüte des EXQ bestimmt. Dabei wurde das in Abbildung 1 visualisierte hierarchische Messmodell getestet, bei dem die Faktoren Arbeitszufriedenheit, organisationales Commitment sowie individuelles Engagement und kollektives Engagement auf den übergeordneten EX-Faktor laden. Die Parameterschätzung erfolgte anhand der Maximum Likelihood-Methode. Für die Bewertung der Modellgüte werden in der Literatur folgende Kriterien diskutiert (z. B. Schermelleh-Engel et al., 2003): Modelle mit einem CFI, IFI und TFI < .90, RMSEA ≥ .10 und SRMR > .10 sind nicht akzeptabel bzw. defizitär. Modelle mit einem 90 ≤ CFI, IFI und TFI < .95, einem RMSEA ≥ 05 bis < .10 und einem SRMR >.08 bis ≤ .10 werden als gut bzw. akzeptabel bewertet. Die Güte eines Modells gilt als sehr gut bzw. exzellent, wenn die folgenden Kriterien erfüllt sind: CFI, IFI und TFI > .95, RMSEA < .05 und SRMR ≤ .08. Um die Komplexität der unterschiedlichen Modelle zu berücksichtigen, wird zudem das Akaike Information Kriterium (AIC) berichtet. Modelle mit möglichst geringen Werten beim AIC-Parameter sind wünschenswert und weisen auf einen besseren Fit hin als Modelle mit hohen AIC-Werten.

Bei der Schätzung der Modellgüte des EXQ ergeben sich folgende Ergebnisse: χ² = 535.116, df=185, p =.00, CFI = .93, IFI = .93, TLI = .92, RSMEA =.06, SRMR = .05, AIC = 669.12. Die standardisierten Faktorladungen liegen zwischen .51 und .92. Die Modellgüte darf als gut beschrieben werden. In Abbildung 1 ist das Messmodell des EXQ illustriert.

Die Güte dieses Modells mit einem übergeordneten Faktor ist zudem besser einzustufen als alternative Modelle: Insbesondere ein einfaktorielles Modell, bei dem alle 21 Items auf einen einzigen latenten Faktor der ersten Ebene laden (χ² = 1292.955, df=189, p =.00, CFI = .78, IFI = .78, TLI = .76, RSMEA =.11, SRMR = .07, AIC = 1418.955), erreicht eine deutlich schlechtere Modellgüte. Das Alternativmodell mit vier kovariierten Faktoren auf der ersten Ebene (χ² = 535.116, df=183, p =.00, CFI = .93, IFI = .93, TLI = .92, RSMEA =.06, SRMR = .04, AIC = 670.264) hat eine fast identische Modellgüte. Allerdings unterstützt der geringere AIC-Wert beim Modell mit einem übergeordneten Faktor auf zweiter Ebene das theoretisch abgeleitete hierarchische Modell des EXQ. In keinem der getesteten Modelle wurden Nebenladungen zugelassen.

Zusammenfassend lässt sich festhalten, dass die Ergebnisse der linearen Strukturgleichungsmodelle die hierarchische Struktur des EXQ unterstützen. Allerdings fällt auf, dass die in diesem Manuskript berichtete Modellgüte des EXQ etwas schlechter ist als die in anderen Studien ermittelte Güte von Modellen, in denen Arbeitszufriedenheit, Commitment und Engagement berücksichtigt wurden (Newmann et al. 2010; Webster et al., 2014). Beispielsweise berichten Webster und Kollegen (2014) mit unterschiedlichen Stichproben CFI-Werte im Bereich von .97 bis .99. In diesen Studien wurde das Konstrukt Engagement allerdings über die Utrecht Work Engagement Scale (UWES) von Schaufeli et al. (2006) gemessen. Dem UWES liegt eine inhaltlich sehr allgemeine Definition von Engagement zugrunde: Die Autoren definieren Engagement als “persistent and pervasive affective-cognitive state that is not focused on any particular object, event, individual, or behavior” (S. 74). In der Folge misst der UWES das Konstrukt Engagement sehr breit, sodass es zu Konfundierungen mit anderen, theoretisch abgrenzbaren Konstrukten wie organisationalem Commitment kommt (vgl. Byrne et al., 2016; Newman et al.,2016). Für die Entwicklung des EXQ wurde bewusst die Skala von Rich et al. (2010) verwendet, da dieses Instrument das Konstrukt Engagement explizit gemäß der Definition von Kahn (1990) abbildet und zwischen der emotionalen, kognitiven und verhaltensbezogenen Dimension differenziert. In der Folge handelt es sich um eine präzisere Messung. Daher sind bei der ursprünglichen englischen Engagement-Skala von Rich et al. (2010) auch keine Überlappungen und Konfundierungen mit anderen Konstrukten bekannt.

Abbildung 1

Überblick über das Messmodell des EXQ samt Ladungen des übergeordneten Faktors

Itemkennwerte

In Tabelle 2 sind Mittelwerte, Standardabweichungen, Trennschärfen, Schiefen und Exzesse aller Items des EXQ abgebildet. Nach Bortz und Döring (2006) sollte die Trennschärfe einen Wert von mindestens .50 betragen. Items mit einer Trennschärfe kleiner als .30 sind als kritisch zu bewerten. Im Falle des EXQ dürfen die part-whole-korrigierten Trennschärfen gemäß den Konventionen nach Bortz und Döring (2006) insgesamt als gut bewertet werden.

Tabelle 2

Mittelwerte, Standardabweichungen, Schiefe und Exzess und Trennschärfe der manifesten Items

Anmerkung. Antwortskala von 1 (sehr unzufrieden/ stimme gar nicht zu) bis 7 (sehr zufrieden/ stimme voll und ganz zu). N = 467.

Objektivität

Wenn die in diesem Manuskript vorgestellten Empfehlungen zur Durchführung und Auswertung des EXQ berücksichtigt werden, ist die Objektivität gewährleistet. Für die Interpretation und die Einordnung der Ergebnisse können sich Anwender an den in diesem Manuskript vorgestellten deskriptiven Ergebnissen orientieren.

Reliabilität

Als Schätzer für die Reliabilität wird für den EXQ jeweils neben Cronbachs α zusätzlich noch McDonalds ω berichtet. Hinsichtlich der Skalen liegen folgende Werte für die interne Konsistenz vor: Arbeitszufriedenheit (α = .80/ ω = .81), organisationales Commitment (α = .91/ ω = .91), individuelles Engagement (α = .85/ ω = .86) sowie kollektives Engagement (α = .77/ ω = .79). Die interne Konsistenz darf als gut bis sehr gut bewertet werden.

Validität

In Anlehnung an die Überlegungen von Kahn (1990) wird zur Bestimmung der konvergenten und divergenten Konstruktvalidität der Zusammenhang zwischen den Skalen des EXQ mit den Konstrukten wahrgenommene Bedeutung der Arbeitstätigkeit, psychologische Sicherheit und überzeugende Vision berechnet.

Die wahrgenommene Bedeutung der Arbeitstätigkeit ist ein zentrales Merkmal der Arbeitsplatzgestaltung und wirkt sich positiv auf Wohlergehen, Identifikation mit der Arbeit sowie Anstrengungsbereitschaft aus. Die Bedeutsamkeit der Arbeitstätigkeit wurde über ein Item aus der deutschen Übersetzung des Work Design Questionnaire nach Stegmann und Kollegen (2010) gemessen. Das Item lautet: „Meine Arbeit ist bedeutsam und wichtig in einem größeren Zusammenhang.“ Mitglieder einer Organisation, die ihre Arbeit als subjektiv bedeutsam erleben, sollten ihre Arbeit als zentrales Element in ihrem Leben wahrnehmen. Deshalb ist zu erwarten, dass das Konstrukt Bedeutung der Arbeitstätigkeit besonders stark mit individuellem Engagement korreliert.

Psychologische Sicherheit beschreibt ein Arbeitsklima, in dem niemand für eine konstruktiv-kritische Stellungnahme zurückgewiesen, ausgeschlossen oder sanktioniert wird (Edmondson & Lei, 2014). Die Mitarbeitenden fühlen sich von der Organisation als Individuen bedingungslos angenommen und akzeptiert. Die Meta-Analyse von Frazier et al. (2017) zeigt, dass ein Klima der psychologischen Sicherheit mit Wohlergehen, Bindung sowie Anstrengungsbereitschaft verbunden ist. Das Klima der psychologischen Sicherheit wird gemessen über ein adaptiertes Item aus dem PsySafety-Check nach Fischer und Hüttermann (2020): „Niemand in dieser Organisation würde absichtlich etwas tun, das der Arbeit eines anderen Mitglieds schadet.“ Da psychologische Sicherheit impliziert, dass eine Organisation ihre Mitarbeitenden in ihrer Individualität bedingungslos akzeptiert, sollte psychologische Sicherheit insbesondere mit organisationalem Commitment stark korrelieren.

Zudem ist anzunehmen, dass eine überzeugende Vision das Erleben der Mitglieder einer Organisation positiv beeinflusst und prägt: Organisationen, in denen die Mitglieder gemeinsam eine überzeugende Vision verfolgen, profitieren von einer klaren und einheitlichen Richtung. Das Konstrukt überzeugende Vision wurde über ein adaptiertes Item aus der Skala von Pearce und Ensley (2004) gemessen: „Die Führungskräfte kommunizieren eine überzeugende Vision, wohin sich die Organisation entwickeln wird.“ Eine überzeugende Vision kann eine mobilisierende Wirkung auf die Mitglieder der Organisation haben: Wenn die Mitglieder sich mit den strategischen Zielen der Organisation identifizieren, werden sie sich in besonderem Maße anstrengen und für das Wohl der Organisation einsetzen. Diese aktivierende Wirkung sollte sich in einer hohen Korrelation zwischen dem Konstrukt überzeugende Vision und der EXQ-Skala kollektives Engagement ausdrücken.

In Tabelle 3 sind die Pearson-Korrelationen zwischen dem EXQ und seinen vier Skalen mit den drei Konstrukten abgebildet.

Tabelle 3

Pearson-Korrelationen zwischen den EXQ-Skalen mit anderen Konstrukten zur Bestimmung der konvergenten und divergenten Konstruktvalidität

Anmerkungen. N = 467. ** p < .01; * p < .05

Die Resultate der Pearson-Korrelationsanalyse zeigen substantielle Zusammenhänge des EX-Scores und den vier EXQ-Skalen mit den Konstrukten Bedeutsamkeit der Arbeit, psychologische Sicherheit sowie überzeugende Vision. Dabei unterstützen die Ergebnisse die theoretisch angenommenen Muster und geben Hinweise auf die divergente Konstruktvalidität des EXQ. Das Konstrukt Bedeutsamkeit der Arbeit zeigt den höchsten Zusammenhang mit der Skala individuelles Engagement. Überzeugende Vision wiederum korreliert am stärksten mit der Skala kollektives Engagement. Psychologische Sicherheit hängt – neben Arbeitszufriedenheit – am stärksten mit organisationalem Commitment zusammen. Diese Ergebnisse betonen sowohl die konvergente als auch die divergente Konstruktvalidität des EXQ.

Um die Kriteriumsvalidität des EXQ und seiner vier Skalen zu bestimmen, wurden Korrelationen mit den Konstrukten Wechselbereitschaft, Arbeitgeberattraktivität und organisationale Anpassungsfähigkeit bestimmt.

Wechselbereitschaft bezieht sich auf die Bereitschaft der Mitarbeitenden, den aktuellen Arbeitgeber zu verlassen und sich einer neuen Organisation anzuschließen. Es wurde ein Item der bewährten Skala von O'Driscoll und Beehr (1994) verwendet („Im kommenden Jahr werde ich mich aktiv nach einem neuen Arbeitgeber umsehen.“).

Arbeitgeberattraktivität äußert sich insbesondere in der Bereitschaft, einem Freund oder Familienmitglied die eigene Organisation als Arbeitgeber bereitwillig und ohne Bedenken zu empfehlen. Das Konstrukt wird in Anlehnung an die Überlegungen der Autoren van Hoye und Lievens (2009) über das folgende Item gemessen: „Einem arbeitssuchenden Bekannten würde ich diese Organisation als Arbeitgeber definitiv nicht empfehlen.“ Das Item ist negativ formuliert und wurde entsprechend rekodiert.

Organisationale Anpassungsfähigkeit beschreibt die Fähigkeit einer Organisation, flexibel und adaptiv auf sich ändernde Umweltfaktoren zu reagieren und sich neuen Gegebenheiten anzupassen. Die Idee von organisationaler Anpassungsfähigkeit wird oftmals mit Agilität gleichgesetzt. Die Messung von organisationaler Anpassungsfähigkeit orientiert sich an den Studien von Lu und Ramamurthy (2011) bzw. Tallon und Pinsonneault (2011) („Unsere Organisation reagiert angemessen schnell auf sich ändernde Rahmenfaktoren, z. B. Kundenbedürfnisse, Technologie.“).

Tabelle 4 zeigt die Pearson-Korrelationen zwischen dem EXQ und seinen vier Skalen mit den drei Kriterien.

Tabelle 4

Pearson-Korrelationen zwischen den Skalen des EXQ mit Kriterien zur Bestimmung
der Kriteriumsvalidität

Anmerkungen. N = 467. ** p < .01; * p < .05

Die Resultate der Pearson-Korrelationsanalyse legen substantielle Zusammenhänge des EX-Scores und der EXQ-Skalen mit den Konstrukten Wechselbereitschaft, Arbeitgeberattraktivität und organisationale Anpassungsfähigkeit nahe. Zudem zeigt sich das theoretisch angenommene Muster: Während die Skala kollektives Engagement am stärksten mit dem Kriterium organisationale Anpassungsfähigkeit korreliert, weist organisationales Commitment den stärksten Zusammenhang mit der wahrgenommenen Arbeitgeberattraktivität auf. Diese Ergebnisse sprechen für die Kriteriumsvalidität des EXQ.

Deskriptive Statistiken (Normierung)

In Tabelle 5 werden Mittelwert, Standardabweichung, Schiefe und Exzess des EXQ und seiner Skalen berichtet.

Tabelle 5

Mittelwerte, Standardabweichungen, Schiefe, Exzess und Trennschärfe der EXQ-Skalen

Anmerkung. Antwortskala von 1 (sehr unzufrieden/ stimme gar nicht zu) bis 7 (sehr zufrieden/ stimme voll und ganz zu). N=467.

Ökonomie

Da das Kosten-Nutzen-Verhältnis hinsichtlich der Bearbeitungsdauer (~ 5 Minuten) sehr günstig ist, darf die Testökonomie des EXQ als sehr gut eingestuft werden.

Augenscheinvalidität

Sämtliche Items des EXQ sind für die Nutzer inhaltlich nachvollziehbar und werden als plausibel bewertet. Folglich darf die Augenscheinvalidität als hoch bezeichnet werden.

• Dr. Josef A. Fischer, E-Mail: josef.a.fischer@web.de
• Prof. Dr. Hendrik Hüttermann, Lehrstuhl für Leadership & Organizational Behavior, Universität der Bundeswehr München, E-Mail: hendrik.huettermann@unibw.de
• Prof. Dr. Simon Werther, Hochschule München University of Applied Sciences, E-Mail: simon.werther@hm.edu