Fischer und Lück nehmen an, dass die psychischen, physiologischen und sozialen Reaktionen der Beschäftigten mit einzelnen Aspekten des Arbeitsplatzes zusammenhängen, so dass z.B. geringe Arbeitszufriedenheit zu längeren Fehlzeiten, Schrottproduktion und dergleichen führen kann. Ihr Instrument erfasst einzelne Aspekte des Arbeitslebens sowie die allgemeine Einstellung zur Arbeit, d.h. die Einstellung zum gesamten Komplex "Arbeit".

Itemkonstruktion und Itemselektion

Fischer und Lück (1972) entwickelten zunächst eine Testvorform mit  64 neu formulierten Items und 160 Items aus vorliegenden Fragebögen. Übernommen wurden:

1.     die 18 Items aus dem Fragebogen von Brayfield und Rothe (1951) zur Erfassung der allgemeinen Arbeitszufriedenheit.

2.     Der Fragenkatalog von Werbik (1964) in geringfügig modifizierter Form zur Erfragung der Zufriedenheit mit speziellen Aspekten der Arbeitssituation.

3.     Mehrere Items aus Hoppocks Blank Nr. 1 (1935) und seiner Checkliste.

4.     6 Items aus dem "Job Satisfaction Inventory" für Busfahrer von Heron (1954). Aus dieser Testvorform wurden nach einem Pretest (Selektion nach Schwierigkeit und Trennschärfe) und Expertenratings (Eignung zur Messung von Arbeitszufriedenheit bzw. inhaltliche Gültigkeit) 37 Items ausgewählt. Das erste Item wird wegen seiner niedrigen Trennschärfe als "Aufmacher" eingesetzt. Aus den acht Items mit der höchsten Trennschärfe bildeten Fischer und Lück (1972) eine "Kurzskala zur Messung allgemeiner Arbeitszufriedenheit".

Stichproben

Die Stichprobe (N = 167) umfaßte 46 männliche Arbeiter, 51 männliche Angestellte, 42 weibliche Arbeiter und 28 weibliche Angestellte.

Itemanalysen

Langform: Eine Faktorenanalyse (Varimax-Rotation) mit den 37 Items der vorläufigen Endform führte zu vier Faktoren: Der erste Faktor (Eigenwert: 11.4) kann interpretiert werden als Zufriedenheit mit der Möglichkeit, die eigenen Fähigkeiten an seinem Arbeitsplatz anzuwenden ("Selbstverwirklichung"). Der zweite Faktor (Eigenwert: 2.9) umfasst die Items, die die psychische und physische Reaktion auf die Arbeitssituation testen ("Resignation"). Im dritten Faktor (Eigenwert: 1.6) kommt Zufriedenheit mit der Bezahlung zum Ausdruck ("Bezahlung"). Auf diesem Faktor laden die Items relativ hoch, die die Neigung zum Stellungswechsel erfassen. Im vierten Faktor (Eigenwert: 1.4) kommt die Einschätzung der Firma zum Ausdruck. Führungsstil des Vorgesetzten, Aufstiegsmöglichkeiten in der Firma und andere Bewertungen verschiedener Aspekte des Arbeitsplatzes sind hier zusammengefasst ("Firma"). Da in einer Reihe von Untersuchungen nur spezielle Dimensionen der Arbeitszufriedenheit wie z.B. Bezahlung interessieren, wurden vier den Dimensionen der Faktorenanalyse entsprechende Subskalen (Tabelle 1) gebildet. Kriterium für die Aufnahme eines Items in eine Subskala war eine Ladungszahl von > = .50 auf dem jeweiligen Faktor. Um den Erklärungswert dieser Subtests mit der 37-Item-Form zu vergleichen, wurden diese ebenfalls mit anderen Variablen korreliert.

Kurzform: Eindimensionalität wird ungeprüft vorausgesetzt.

Tabelle 1

Itemzuordnungen

Itemkennwerte

Langform: Die part-whole korrigierten Item-Gesamt Korrelationen (Tabelle 2)  liegen zwischen .36 und .71 (p < .001). Korrelationen des Summenwertes der Subskalen mit dem Summenwert der Gesamtskala sowie Korrelationen mit Aussenkriterien liegen ebenfalls vor (Tabelle 3). Die teilweise erheblichen Unterschiede in den Korrelationen der Subtests mit verschiedenen Variablen zeigen, dass durch ein solches Vorgehen spezielle Dimensionen genauer erfasst werden können. Die mittlere Korrelation der Items mit dem Summenwert der Gesamtskala beträgt für die Subgruppen Männer (.59), Frauen (.53), Angestellte (.53) und Arbeiter (.54). Die Unterschiede zwischen diesen Werten sind nicht bedeutsam.

Kurzform: Die part-whole korrigierten Item-Gesamt-Korrelationen (r_it-i) liegen zwischen .65 und .72 mit einem Mittel von .70. Die mittlere Korrelation der Items mit dem Summenwert der Gesamtskala weicht innerhalb der Subgruppen nicht stark voneinander ab (Männer = .75, Frauen = .71, Angestellte = .71 und Arbeiter = .66).

Tabelle 2

Part-whole-korrigierte Item-Gesamt-Korrelationen (r_it-i)

0 = "Aufmacher", + = positiv, - = negativ

Tabelle 3

Korrelationen der Summenwerte der Subskalen mit dem Summenwert der Gesamtskala und Korrelationen mit relevanten Außenkriterien

Arbeitszufriedenheit und soziale Erwünschtheit: Experten schätzten für jedes Item der Langform ein, ob eine positive Beantwortung von dem Bedürfnis des Befragten beeinflusst sein könnte, sich in ein gutes Licht zu setzen. Die Korrelation des Prozentsatzes bejahender Experten pro Item mit dem Schwierigkeitsgrad der Items betrug r = .29. Obwohl dieser Wert statistisch signifikant (p < .05) ist, gehen die Autoren nicht von einer Beeinträchtigung der Skala durch die Zustimmungstendenz aus.

Reliabilität

Die Split-half-Stabilität nach Spearman/Brown beträgt r_tt = .95. Bei einer Halbierung des Tests nach Aussage- und Frageform der Items betrug der Split- Half-Koeffizient r_tt = .87. Die Verwendung von zwei verschiedenen Itemformen beeinflusst die Stabilität also nur unwesentlich. Einzelberechnungen für Männer (r_tt = .96) und Frauen (r_tt = .95), sowie Angestellte (r_tt = .94) und Arbeiter (r_tt = .95) zeigten keine bedeutsamen Unterschiede.

Validität

1.     Arbeitszufriedenheit und Lebenszufriedenheit

Die Korrelation der Skala mit dem Lebenszufriedenheitsindex von Wiendieck (1970) und einem Index aus fünf Fragen zur Messung des persönlichen Engagements in der Arbeit (in Anlehnung an Weissenberg und Gruenfelds "Job involvement index", 1968) zeigte einen positiven Zusammenhang zwischen Lebens- und Arbeitszufriedenheit (vgl. Brayfield et al., 1957). Er betrug bei hohem Arbeitsengagement r = .67 (N = 22; p < .01), bei niedrigem Arbeitsengagement  r = .47 (N = 18; p = .05). Die Rohwerte des Index für Arbeitsengagement konnten zwischen 5 und 10 Punkten schwanken. Die Extremgruppen sollten sich einerseits in der Punktzahl deutlich unterscheiden, andererseits groß genug sein, um Signifikanzangaben zu ermöglichen. So wurde die obere Gruppe aus den Befragten gebildet, die 9 bzw. 10 Punkte aufwiesen, die untere aus jenen, die 5 Punkte aufwiesen.

Arbeitszufriedenheit und Bezahlung

2.     In den Teilstichproben Arbeiter und Angestellte korrelierte die absolute Lohnhöhe mit der Arbeitszufriedenheit (r = .23 bzw. r = .18).

3.     Arbeitszufriedenheit und die Position des Vaters

Nach Form und Geschwender (1962) zeigen Befragte, deren Väter eine höhere berufliche Position als sie selbst hatten, eine niedrigere Arbeitszufriedenheit als Befragte, die eine höhere Stellung bekleideten als der Vater. In der vorliegenden Untersuchung wurden die Befragten gebeten, ihren eigenen Beruf und den ihres Vaters zu nennen. Diese Angaben wurden in fünf Schicht-Kategorien eingeteilt und der Differenzwert zwischen den Befragten und ihren Vätern pro Person errechnet. Die Korrelation dieses Wertes mit dem SAZ-Wert betrug r = .19 (p > .05). Dies bestätigt die Ergebnisse von Form und Geschwender.

4.     Arbeitszufriedenheit und Fehltage

5.     Die Antworten auf die Frage: "Können Sie sich noch erinnern, wie viele Tage Sie 1969 ungefähr aus Krankheits- oder anderen Gründen nicht am Arbeitsplatz waren?" und der Arbeitszufriedenheit korrelierte nur bei Arbeitern mit r = -.26 (p ≤ .05). Kerr et al. (1951) hatten demgegenüber eine gruppenunspezifische negative Korrelation zwischen unentschuldigten Fehltagen und der Arbeitszufriedenheit ermittelt und Metzner und Mann (1953) konnten einen solchen Zusammenhang nur für nicht qualifizierte Angestellte und Arbeiter belegen.

6.     Arbeitszufriedenheit und Neigung zur Kündigung

7.     Die Neigung zur Kündigung sollte durch die  Frage erfasst werden: "Haben Sie in letzter Zeit schon einmal ernsthaft daran gedacht, Ihren Arbeitsplatz zu wechseln?" Es wurden fünf Antwortkategorien von "sehr häufig" bis "nie" vorgegeben. Eine negative Beziehung zwischen der Arbeitszufriedenheit (SAZ) und der Neigung zur Kündigung zeigte sich für die gesamte Stichprobe (r = -.43) und in Einzelberechnungen für die Teilstichproben Arbeiter (r = -.43) und Angestellte (r = -.57). Eine Einteilung nach Männer vs. Frauen zeigte jedoch, dass diese Beziehung zwar für Männer (r = - .62), nicht aber für Frauen (r = -.19) bedeutsam ist.

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Langform: Die Rohwerte (Tabelle 4) sind asymmetrisch bimodal verteilt: Bei einer Unterteilung der Stichprobe nach Berufsgruppen weichen die Mittelwerte für Arbeiter (x = 97) vs.  Angestellte (x = 123) bedeutsam voneinander ab (t = 7.0; p < .01). Bei einer Unterteilung nach Geschlecht zeigen sich für Frauen vs. Männern keine bedeutsamen Mittelwertsunterschiede (x = 108 vs. x = 110, t =0.47).

Tabelle 4

Rohwertemittel und Standardabweichungen von Subgruppen der Eichstichprobe (Langform)

Kurzform: Es liegen Rohwertemittel und Standardabweichungen  von Subgruppen der Eichstichprobe (Tabelle 5) vor.

Tabelle 5

Rohwertemittel und Standardabweichungen von Subgruppen der Eichstichprobe (Kurzform)