Dem Vorschlag für den Skalenentwicklungsprozess von Churchill (1979) folgend wurde mit einer Domain-specification (link biblio) begonnen. In der anglo-amerikanischen Literatur boten sich erste Ansatzpunkte für Operationalisierungen. Vorliegende empirische Untersuchungen verwenden Technophobie synonym mit Technostress, Cyberphobie, Aversion gegen Computer oder Angst vor dem Computer. Trotz dieser Begriffsunterschiede beziehen sich diese Arbeiten vorwiegend auf Computerphobie und verwenden Computer als Referenzstimulus. Hinsichtlich einer internationalen Anwendbarkeit erscheint diese Einschränkung allerdings problematisch.

Allgemein entspricht Technikangst (Technophobie) einer negativen psychischen Reaktion auf Technologie. Sie kann in verschiedenen Formen und Intensitäten auftreten. Auch in der Literatur aus dem deutschsprachigen Raum finden sich umfassende Forschungsarbeiten zum Themenbereich Technikangst (Technophobie). Die meisten Beiträge beschäftigen sich allerdings mit Phobie im Allgemeinen oder, noch breiter gefasst, mit der gesellschaftlichen Akzeptanz oder Aversion gegenüber neuen Technologien. Im  Zusammenhang mit Aversion werden vorwiegend Einstellungen gegenüber Gen- oder Nukleartechnik thematisiert und in der wissenschaftlichen Literatur ausführlich diskutiert. Während der Begriff Phobie eine irrationale Komponente von Angst beinhaltet, sind Befürchtungen in Bezug auf Gentechnik oder Nuklearenergie nicht als irrational zu bewerten, sondern als rationale Einschätzung von Chancen und Risiken. Technophobie als irrationale Angst gegenüber Technologien wurde im deutschsprachigen Raum hingegen noch wenig beachtet.

Nach Betrachtung der existierenden Literatur  erweist sich das von Rosen et al. entwickelte Konstrukt zur Messung von Computerphobie am besten geeignet für weitere Forschungsaktivitäten. Die empirischen Ergebnisse zur Dimensionalität des Konstrukts Technophobie sind jedoch nach wie vor  uneinheitlich. Besonders  mit dem  häufig eigesetzten Instrument von Rosen et al. (1987) wurden widersprüchliche Ergebnisse erzielt. In der vorliegenden Untersuchung wird davon ausgegangen, dass sich das Konstrukt durch zwei fundamentale Facetten beschreiben lässt: (1) Gefühle der Angst und Feindseligkeit gegenüber bestimmten Produkten, die sich auch als Aversion bezeichnen lassen, und (2) negative Einstellungen gegenüber der Verwendung von derartigen Produkten, die als Abscheu bezeichnet werden können. Diese zwei Dimensionen erscheinen geeignet, das Konstrukt hinreichend vollständig und spezifisch abzubilden.

Auf der Basis dieser Definitionen und mit dem Ziel, eine umfassend einsetzbare Skala zur Messung von Technikangst/Technophobie zu entwickeln, wurden zunächst 28 Items generiert. Sie sollten die theoretischen Dimensionen "Aversion" gegenüber Produkten und "Scheu" in bezug auf die Verwendung bestimmter Produkte operationalisieren. Um eine möglichst hohe inhaltliche Validität zu gewährleisten, wurde bei der Generierung der Items auf Tiefeninterviews mit Forscherkollegen zurückgegriffen. Zusätzlich wurde auf frühere Forschungsarbeiten zur Verwendung von Computern und Computerangst Bezug genommen.

Als Ankerprodukte wurden durch die Tiefeninterviews eine Anzahl potentieller Produkte identifiziert, wie zum Beispiel Videorecorder, Telefonanrufbeantworter, Faxgeräte, CD-Spieler, Taschenrechner und Geldausgabeautomaten/Bankomaten. Nach eingehender Überlegung wurden letztere als Ankerprodukte gewählt. Für Folgestudien können sie jedoch durch andere innovative Produkte ersetzt werden.

Die 13 Items der Endform wurden aus den ursprünglich 28 Items auf der Basis der Ergebnisse explorativer und konfirmatorischer Dimensions- und Itemanalysen ausgewählt. In diese wurden Daten aus sieben Ländern einbezogen (USA, Großbritannien, Spanien, Indien, Mexiko und Österreich), um die Güte der Items und die Validität der Endform zu bestimmen. Nach den Ergebnissen liegen dem Phänomen Technophie drei Dimensionen zugrunde: Persönliches Versagen (Personal Failure), Mensch-versus-Maschine Problematik (Human vs. Machine Ambiguity) und Benutzerfreundlichkeit (Convenience).

Itemkonstruktion und Itemselektion

Viele Konsumenten fühlen sich von der technischen Komplexität bestimmter innovativer Produkte überfordert. Sie sind bezüglich der Produktverwendung weniger offen und vielfach führt die ablehnende Haltung gegenüber diesen innovativen Produkten sogar zu Aversion oder Angstgefühlen, d.h. Technophobie.

Technophobie beschreibt ein Phänomen, das mit dem hier dokumentierten Instrument empirisch untersucht werden kann. Seine Konstruktion erfolgte ausgehend von 28 Items (Tabelle 1)Name=t10; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89; . Sie sollten die theoretischen Dimensionen "Aversion" gegenüber Produkten und "Scheu" in Bezug auf die Verwendung bestimmter Produkte operationalisieren. Um eine möglichst hohe inhaltliche Validität zu gewährleisten, wurde bei der Generierung der Items auf Tiefeninterviews mit Forscherkollegen zurückgegriffen. Zusätzlich wurde auf frühere Forschungsarbeiten zur Verwendung von Computern und Computerangst Bezug genommen.

Tabelle 1

Ursprünglicher Itempool für Technikangst (Technophobia)

Anmerkungen. Id = lfd. Nr. im Fragebogen. V-Id = Variablen-Nummer der AT-Studie. * Item wurde in Endform beibehalten. F1 = Zurodnung zum Faktor „Persönliches Versagen (Personal Failure)“, F2 = Zuordnung zum Faktor „Mensch-versus-Maschine Problematik (Human vs. Machine Ambiguity)“, F3 = Zuordnung zum Faktor „Benutzerfreundlichkeit (Convenience)“.

Als Ankerprodukte wurden durch die Tiefeninterviews eine Anzahl potentieller Produkte identifiziert, wie zum Beispiel Videorecorder, Telefonanrufbeantworter, Faxgeräte, CD-Spieler, Taschenrechner und Geldausgabeautomaten/Bankomaten. Nach eingehender Überlegung wurden letztere als Ankerprodukte gewählt. Für Folgestudien können sie jedoch durch andere innovative Produkte ersetzt werden.

Die 13 Items der Endform wurden aus den ursprünglich 28 ItemsName=t10; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89;  in einem mehrstufigen Prozess ausgewählt. Er beinhaltete: 1) Eine Hauptkomponentenanalyse der Daten aus sieben Ländern inklusive Reliabilitäts- und Itemanalysen. Sie führte auf eine dreidimensionale Lösung und zum Ausschluss von 10 Items. 2) Eine Verbesserung des Messinstruments durch Aussondern weiterer Items auf der Grundlage der Ergebnisse einer konfirmatorischen Analyse der Daten aus sieben Ländern inklusive von Prüfungen auf Inhalts- sowie Diskriminanz- und Konvergenzvalidität. Die Ergebnisse bestätigten die dreidimensionale Struktur und veranlassten den Ausschluss von weiteren 6 Items. 3) wurde die Stabilität der faktoriellen Struktur für die sieben Länder ermittelt. Dazu wurde die metrische Äquivalenz der Endform des Instruments (13 Items) mit Hilfe einer simultanen multiplen Gruppen- bzw. Länderanalyse des theoretisch erwarteten und in Schritt 1 und 2 empirisch bestätigten Messmodells geprüft (z.B. Mullen 1995; Salzberger 1999; Steenkamp und Baumgartner 1998). In einem letzten Schritt wurde schließlich 4) die Konstruktvalidität der Endform unter Rückgriff auf die Antworten zur Skala Use-InnovativenessName=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89;  (Price & Ridgeway, 1983; Hirschman, 1980) ermittelt, die den Befragten ebenfalls vorgelegt worden war.

Alle konfirmatorischen Analysen wurden mit EQS 5.7bHotwordStyle=None;  durchgeführt, die übrigen Analysen mit SPSS 10.

Stichproben

Die Daten für die Konstruktion und Erprobung des Instruments wurden in sieben LändernName=t3; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89;  erhoben (Tabelle 2). Angaben über die AltersverteilungenName=t4; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89;  in den Länderstichproben liegen vor (Tabelle 3).

Tabelle 2

Einbezogene Länder, sowie absolute (n) und prozentuale (%) Stichprobengrößen

Tabelle 3

Absolute (n) und prozentuale (%) Altersverteilung in den Stichproben

Äquivalenzanforderungen, die an  kulturvergleichende Untersuchungen zu stellen sind (Douglas & Craig, 1983; Salzberger, Sinkovics & Schlegelmilch, 1999), wurden folgendermaßen zu berücksichtigen versucht: Der englische Fragebogen wurde in die jeweiligen Sprachen übersetzt und rückübersetzt (Brislin 1970; Hambleton, 1993). Die Übersetzer wurden angehalten, so nahe wie möglich am Originaltext zu bleiben. Um Unterschieden bei der Verwendung von Bankomaten in verschiedenen Ländern Rechnung tragen zu können, mussten einige deskriptive Fragen länderspezifisch formuliert werden. Die Antworten zu diesen Fragen wurden aus den länderübergreifenden Analysen ausgeschlossen. Die empirische Erhebung sollte in den verschiedenen Ländern in einem Jahr abgeschlossen sein. Dadurch sollte eine Auswirkung nicht beabsichtigter zeitlicher Effekte auf die Befragung verhindert werden. Diese Vorgabe führte jedoch gleichzeitig dazu, dass länderspezifische Modifizierungen bei der Datenerhebung in Kauf genommen werden mussten. In den USA (n = 93) wurde eine Studierendenstichprobe  einer Wirtschaftshochschule herangezogen. Zwar werden solche Stichproben aufgrund des geringen Alters der Befragten, ihrer eingeschränkten finanziellen Ressourcen und ihres spezifischen Lebensstils als wenig repräsentativ kritisiert. Dies wurde in der vorliegenden Untersuchung durch den Einbezug von (post) graduate und damit älteren und häufig berufstätigen Studenten aber möglichst einzuschränken versucht. Auch in Spanien (n = 208) und Mexiko (n = 200) wurde auf Studierende zurückgegriffen. In Großbritannien (n = 278), Frankreich (n = 172) und Indien (n = 103) wurden Stichproben landesweit in vier Großstädten gezogen. In Österreich (n = 449) wurde eine  nach den Kriterien Alter, Geschlecht und Beruf selektierte Quotenstichprobe befragt.

Itemanalysen

Eine HauptkomponentenanalyseName=t1; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89;  mit Varimax-Rotation der Daten der Gesamtstichprobe (n = 1503) führt auf drei Komponenten mit einem Eigenwert größer eins (Tabelle 4).

Tabelle 4

Ladungen der Komponenten Persönliches Versagen (Personal Failure; F1), Mensch-versus-Maschine Problematik (Human vs. Machine Ambiguity; F2) und Benutzerfreundlichkeit (Convenience; F3) nach einer Hauptkomponentenanalyse (Varimax-Rotation) für die Gesamtstichprobe (n = 1503)

Anmerkungen. * = Item auch in Endform

Sie klären 50.7% der Gesamtvarianz der Variablen auf und können interpretiert werden als Persönliches Versagen (Personal Failure; 15 Items), Mensch-versus-Maschine Problematik (Human vs. Machine Ambiguity; 6 Items) und Benutzerfreundlichkeit (Convenience, 7 Items). Nach einer Itemanalyse wurden sieben Items mit Trennschärfen < .50 ausgesondert. Drei weitere Items wurden wegen ihrer semantischen Ähnlichkeit zu anderen eliminiert. Eine konfirmatorische Faktorenanalyse der Daten der Gesamtstichprobe für die verbliebenen 18 Items bestätigt die theoretisch erwartete und in der ersten Analyse empirisch belegte dreifaktorielle Struktur des Instruments. Sie führte zudem zu einem erneuten Ausschluss von vier Items der ersten und zwei Items der zweiten Dimension wegen zu geringer Faktorladungen.

Die Endform des Instruments enthält somit noch 13 Items. Die Anpassungswerte für eine simultane multiple Gruppen- bzw. Länderanalyse eines dreifaktoriellen konfirmatorischen Messmodells ohne Gleichheits-Restriktionen für die Parameter der Indikatoren sprechen zwar für die Gültigkeit der faktoriellen Struktur über die sieben Länder hinweg (chi-square = 1255.6, df = 434, p = .00; CFI = .90, IFI = .90, RMSEA = .04). Nach einem Chi-Quadrat Differenzentest unterscheidet sich ein Modell mit der Restriktion gleicher Faktorladungen (chi-square = 1562.3, df = 512, p = .00; CFI = .87, IFI = .87, RMSEA = .04) aber signifikant von diesem Basismodell. Deshalb kann nur von einer partiellen faktoriellen Invarianz der Items über die Länder hinweg ausgegangen werden.

Itemkennwerte

Die KomponentenladungenName=t1; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89;  für die Items liegen vor (Tabelle 4).

Reliabilität

Die interne Konsistenz der Endform ist mit Cronbachs Alphas von .88 (Persönliche Niederlage), .80 (Mensch vs. Maschine) und .66 (Benutzerfreundlichkeit) als hoch bzw. als im mittleren Bereich liegend zu beurteilen.

Validität

Alle Ladungen nach der konfirmatorischen Faktorenanalyse für die 13 Items der Endform sind > .50. Dies spricht für die inhaltliche bzw. faktorielle Validität des Instruments. Die geschätzten Interkorrelationen der DimensionenName=t7; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89;  werden berichtet (Tabelle 5).

Tabelle 5

Geschätzte Interkorrelationen und ihre 95% Konfidenzintervalle für die drei Dimensionen von Technophobie (n = 1503)

Ein Vergleich der Technophobiewerte für verschiedene KonsumentengruppenName=t5; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89;  zeigt, wie für eine valide Messskala zu erwarten, dass solche Konsumenten geringere Technophobiewerte aufweisen, die technologiebetriebene Produkte wie Videorecorder, Taschenrechner, CD-Spieler, etc. verwenden (Tabelle 6).

Tabelle 6

Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD) und Standardfehler (E) der Technophobie-Werte für Verwender (n JA) und Nicht-Verwender (n NEIN) von technologiebasierten Produkten (n = 1503)

Anmerkungen. * Signifikante Gruppenunterschiede (p < .05)

Die Technophobiewerte sind wie zu erwarten negativ mit den Summenwerten für ein Instrument zur Erfassung der InnovationsneigungName=t2; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89;  (Use-Innovativeness; vgl. Price & Ridgeway, 1983; Hirschman, 1980) assoziiert. Die Korrelation (-.13) ist zwar signifikant, aber doch sehr gering. Weitere Prüfungen der Konstruktvalidität sind deshalb erforderlich.

Deskriptive Statistiken

Die Mittelwerte und StandardabweichungenName=t5; HotwordStyle=BookDefault; fundort=d89;  der Technophobie-Werte für Verwender und Nicht-Verwender von technologiebasierten Produkten liegen vor (Tabelle 6).