Persönlichkeitsdiagnostik Mit Dem Neo-fünf-faktoren-inventar: Die 30-item-kurzversion (neo-ffi-30)

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238 Originalarbeit Persönlichkeitsdiagnostik mit dem NEO−Fünf−Fakto− ren−Inventar: Die 30−Item−Kurzversion (NEO−FFI−30) Personality Assessment with the NEO−Five−Factor Inventory: The 30−Item−Short−Version (NEO−FFI−30) Autoren Annett Körner1, Michael Geyer2, Marcus Roth3, Martin Drapeau4, Gabriele Schmutzer5, Cornelia Albani2, Siegfried Schumann6, Elmar Brähler5 Institute Die Institutsangaben sind am Ende des Beitrags gelistet. Key words " five−factor model l of personality " NEO−FFI−30 l " short−version l " German population l Zusammenfassung Abstract ! ! Das von Borkenau und Ostendorf [1] übersetzte NEO−Fünf−Faktoren−Inventar (NEO−FFI) zur Er− fassung fünf robuster Persönlichkeitsfaktoren nach Costa und McCrae [2] hat sich in den letzten Jahren auch im deutschen Sprachraum etabliert. Die Ergebnisse unserer Untersuchung einer re− präsentativen Bevölkerungsstichprobe [3] zeig− ten allerdings Probleme bei der Replikation der Faktorenstruktur auf. Ungenügende Kennwerte einzelner Items führten zu teilweise unbefriedi− genden Skalenkennwerten. Logische Konsequenz war die Entwicklung einer ökonomischen Kurz− version mit besseren psychometrischen Eigen− schaften. Im Beitrag werden Item− und Skalen− werte des NEO−FFI−30 anhand der deutschen Be− völkerungsstichprobe (n = 1908) berichtet, wobei alle Items ihre höchste Trennschärfe auf der je− weils zugeordneten Skala aufweisen. Die Skalen erreichen akzeptable interne Konsistenzen und korrelieren hoch mit den originalen NEO−FFI− Skalen. Es zeigen sich nahezu identische Abhän− gigkeiten von soziodemografischen Variablen und Korrelationen mit dem Gießen−Test. Des Weiteren lässt sich die Faktorenstruktur in einer unabhängigen Prüfstichprobe von 2508 Erwach− senen bestätigen. Damit sprechen die Ergebnisse für Reliabilität, faktorielle und Konstruktvalidität des NEO−FFI−30. Over these past years, German researchers have shown much interest for Costa and McCrae’s five factor model as well as for their instrument: the NEO−Five−Factor Inventory [2]. Nevertheless, re− sults from a recent survey study using the Ger− man version of the NEO−FFI [1] on a representa− tive population sample (n = 1908) have reported problems to replicate the factor structure of the instrument [3]. Insufficient psychometric indices of single items led to partly unsatisfactory scale values. A logical consequence of this was the de− velopment of a short version of the instrument with better psychometric properties. This article reports item and scale values of the NEO−FFI−30 for the German population sample. The five sca− les reach good internal consistency and are highly correlated with the original NEO−FFI scales. Furthermore, the influence of sociodemo− graphic variables and correlations with the Gie− ßentest appear to be very similar for both the ori− ginal instrument and the short version. More− over, the factor structure was replicated in an in− dependent sample of 2508 adults. Results con− firm the reliability, and factor and construct vali− dity of this economic instrument without any significant loss in information. Einleitung sönlichkeitsdimensionen in der aktuellen For− schung wieder stärker diskutiert wird (vgl. [4 ± 6]), führten verschiedenste Analysen immer wieder zu einer Fünf−Faktoren−Lösung [7 ± 9]. Betrachtet man die Faktorenstruktur jedoch ge− nauer [3], werden die Probleme des Instruments deutlich: Zahlreiche Items weisen höhere Trenn− schärfen (z. B. die Items 17, 42 und 47 der Skala 2, die Items 3, 28, 33, 38 und 53 der Skala 3 und die Items 4, 29, 34 und 44 der Skala 4) und/oder La− eingereicht 8. Sept. 2005 akzeptiert 22. Juli 2007 Bibliografie DOI 10.1055/s−2007−986199 Online−Publikation: 27. September 2007 Psychother Psych Med 2008; 58: 238 ± 245  Georg Thieme Verlag KG Stuttgart ´ New York ´ ISSN 0937−2032 Korrespondenzadresse Dr. Annett Körner, Dipl.−Psych. Universitätsklinikum Freiburg, Abteilung für Psychosomatik und Psychotherapeutische Medizin Hauptstraße 8 79104 Freiburg i. Br. [email protected] ! Das NEO−Fünf−Faktoren−Inventar von Costa und McCrae [2] ist ein international vielfach einge− setztes Verfahren zur Erfassung von Persönlich− keitscharakteristika. Es beruht auf einem robus− ten und zugleich differenzierten Faktorenmodell, welches sich in den letzten Jahren auch im deut− schen Sprachraum immer stärker etabliert hat [1]. Auch wenn die Anzahl grundlegender Per− Körner A et al. Persönlichkeitsdiagnostik mit dem NEO−Fünf−Faktoren−Inventar ¼ Psychother Psych Med 2008; 58: 238 ± 245 Originalarbeit dungen auf anderen Faktoren auf als hinsichtlich des Faktors, dem sie 1993 von Borkenau und Ostendorf (identisch zur engli− schen Originalversion des Fragebogens von Costa u. McCrae [10]) zugeordnet wurden. Zum Beispiel lädt Item 16 ¹Ich fühle mich selten einsam oder traurig.“ mit nur ± 0,25 auf der intendierten Skala 1, Neurotizismus, aber mit 0,43 auf Skala 2, Extraversion. Item 3 ¹Ich mag meine Zeit nicht mit Tagträumereien ver− schwenden“ lädt mit nur 0,26 auf der angestrebten Skala 3, Of− fenheit für Erfahrung, und mit 0,27 auf Skala 1, Neurotizismus. Be− sondere Schwierigkeiten bereitet jedoch die Trennung der Ska− len 4, Verträglichkeit, und 5, Gewissenhaftigkeit, da 6 Verträglich− keitsitems ihre höchste Faktorenladung für Gewissenhaftigkeit aufweisen. Umgekehrt laden 3 der Gewissenhaftigkeitsitems am höchsten auf dem Faktor Verträglichkeit. Diese Itemladungen auf anderen als den Items zugewiesenen Faktoren erklären zu− mindest zum Teil die Korreliertheit der mit dem Ziel der Ortho− gonalität konstruierten NEO−FFI−Skalen. Borkenau und Osten− dorf [1] vermuten über der Ebene der fünf Faktoren jedoch auch noch eine höhere, rein evaluative Hierarchieebene, während Costa und McCrae [11] davon überzeugt sind, dass das Fünf−Fak− toren−Modell orthogonal strukturiert und nicht weiter reduzier− bar ist. Auf der Basis von Faktorenanalysen US−amerikanischer, kanadi− scher, deutscher, tschechischer, polnischer und slowakischer Da− ten, ermittelten McCrae und Costa [12] ein quantitatives Maß für die Itemqualität. Die Items 3, 8, 27, 28, 29, 34 und 38 (z. B. Item 38: ¹Ich glaube, dass wir bei ethischen Entscheidungen auf die Ansichten unserer religiösen Autoritäten achten sollten.“) erwie− sen sich über die 8 internationalen Erhebungen hinweg als Items mit geringer Qualität (d. h. die Ladung auf dem intendierten Fak− tor lag im Mittel unter 0,30). Die Items 6, 12, 15, 24 und 42 wur− den als schwieriger verständliche Items identifiziert, die jedoch wenn richtig verstanden eine sehr gute Aussagekraft aufweisen können wie z. B. Item 6 ¹Ich fühle mich anderen oft unterlegen“ oder Item 24 (¹Im Hinblick auf die Absichten anderer bin ich eher zynisch und skeptisch.“). Insgesamt erwiesen sich interna− tional v. a. Items der Skalen 3, Offenheit für Erfahrung, und 4, Ver− träglichkeit, als problematisch. Für den deutschen Sprachraum führen Rost, Carstensen und von Davier [8] die geringere Reliabi− lität der Items der Skalen 3 und 4 auf deren größere Heterogeni− tät zurück. Aufgrund einer Reanalyse des NEO−FFI−Handbuch− Datensatzes von Borkenau und Ostendorf mit dem Rasch−Modell und Trennschärfeberechnungen im Rahmen der klassischen Testtheorie benennen sie wie folgt für jede Skala die beiden am wenigsten trennscharfen Items (in der Reihenfolge der Skalen von 1 ± 5): 36, 56, 27, 47, 28, 38, 19, 29, 45 und 60. Außerdem erscheinen einzelne Items sprachlich problematisch. Zum Beispiel reagieren Probanden zunächst verwirrt auf die An− forderung, sich bezüglich des Items Nr. 1 ¹Ich bin nicht leicht beunruhigt.“ im Sinne von ¹starker Ablehnung“, ¹Ablehnung“, ¹neutral“, ¹Zustimmung“ oder ¹starker Zustimmung“ zu positio− nieren. Vermutlich trägt das Verständnisproblem dazu bei, dass die Korrelationen dieses Items mit den anderen Items der Skala 1 Neurotizismus nur zwischen |0,07| und |0,17| liegen. Auch im Falle doppelter Verneinung schätzten Probanden Items eher als nicht verständlich oder nicht relevant ein [12] wie z. B. bei Item 15: ¹Ich bin kein sehr systematisch vorgehender Mensch.“ und Item 42: ¹Ich bin kein gut gelaunter Optimist.“ Über ähnliche Be− funde berichtet Roth [13], der die Anwendbarkeit des Verfahrens bei Jugendlichen im Alter zwischen 14 und 16 Jahren überprüfte. Ausgehend von den referierten Untersuchungen, war es deshalb das Ziel der vorliegenden Studie, anhand der bevölkerungsreprä− sentativen Stichprobe von Körner et al. [3] eine Kurzversion des Instruments zu entwickeln, indem Items mit schlechten psycho− metrischen Kennwerten eliminiert werden und so die Testgüte des gesamten Verfahrens verbessert wird. Aber auch unter öko− nomischen Gesichtspunkten ist es interessant, eine Kurzversion dieses beliebten Verfahrens zur Operationalisierung des Big− Five−Konzepts zu besitzen, was die ursprüngliche Intention des Verfahrens als Breitbanddiagnostikum weiter unterstützt. Methode ! Entwicklungsstichprobe (Bevölkerung) Die Entwicklung der Kurzform des NEO−FFI erfolgte anhand der bevölkerungsrepräsentativen Stichprobe, die im Detail bei Kör− ner et al. [3] beschrieben ist. Für diese Erhebung stellte die Grundgesamtheit die in Privathaushalten lebende deutsche Wohnbevölkerung ab 18 Jahren dar. Die Stichprobenziehung ba− sierte auf Daten der Wahlbezirksstatistik und erfolgte als eine dreistufige geschichtete Zufallsauswahl mit den Stufen ¹Wahl− bezirke“, ¹Haushalte“ und ¹Zielpersonen“, um möglichst reprä− sentative Bevölkerungsstichproben für die alten (ABL) und für die neuen Bundesländer (NBL) zu erhalten. Insgesamt nahmen 1908 Probanden im Alter zwischen 18 und 96 Jahren (M = 48, SD = 17) an der Untersuchung teil. Die in die Studie aufgenom− menen Personen wurden von geschulten Interviewern zu Hause aufgesucht, dort befragt und bearbeiteten die vorgelegten Frage− bogen selbstständig während des Interviews. Die Repräsentati− vität der Datensätze wurde durch die Ziehung von ADM−Stich− proben (jeweils 96 Points für die alten und neuen Bundesländer, vgl. [15]) und durch Vergleiche mit den Angaben des Statisti− schen Bundesamtes [16] nach den Variablen Alter, Geschlecht und Bildungsgrad überprüft und kann als gut approximiert be− trachtet werden (s. auch [20]). Unabhängige Prüfstichprobe Zur Validierung der Kurzform wurde eine Bevölkerungsstich− probe herangezogen, die im Detail bei Schumann [14] beschrie− ben ist. Es handelt sich dabei um 2508 Personen im Alter zwi− schen 18 und 92 Jahren. N = 1208 (48,2 %) Probanden sind männ− lichen und n = 1300 (51,8 %) weiblichen Geschlechts. Erhebungsinstrumente Beim NEO−FFI handelt es sich um ein faktorenanalytisch kons− truiertes Fragebogenverfahren, welches der Erfassung individu− eller Merkmalsausprägungen in den Bereichen Neurotizismus, Extraversion, Offenheit für Erfahrung, Verträglichkeit und Gewis− senhaftigkeit dient. Je 12 der insgesamt 60 Fragen beziehen sich auf diese fünf Persönlichkeitsdimensionen [1]. Außerdem wurde der Gießen−Test [17] eingesetzt, welcher der Erfassung von Selbstkonzeptmerkmalen dient, d. h. er erfasst, wie die einzelne Person sich selbst und die Beziehungen zu ihrer sozialen Umwelt auf den Skalen Soziale Resonanz, Dominanz, Kontrolle, Grund− stimmung, Durchlässigkeit und Soziale Potenz einschätzt. Als in− dividualdiagnostisches Instrument unterscheidet er sich von an− deren Persönlichkeitstests v. a. dadurch, dass er in bedeutende− rem Umfang soziale Einstellungen und Reaktionen einbezieht. Da die Skalen des NEO−FFI ebenfalls psychosoziale Merkmale wie z. B. Extraversion oder Verträglichkeit umfassen, bietet sich der Gießen−Test als Verfahren zur Überprüfung der Konstruktva− lidität des NEO−FFI an. Im Sinne einer konvergenten Validierung werden positive Korrelationen zwischen den Skalen Neurotizis− Körner A et al. Persönlichkeitsdiagnostik mit dem NEO−Fünf−Faktoren−Inventar ¼ Psychother Psych Med 2008; 58: 238 ± 245 239 240 Originalarbeit Tab. 1 Faktorenstruktur des NEO−FFI−30 nach Hauptkomponentenanalyse und anschließender Varimax−Rotationa (Bevölkerungsstichprobe, n = 1908) Skala NEUrotizismus EXTraversion Item b h2 Faktoren I II III IV V NEU GEW Un−VER EXT OFF 06 0,65 0,49 11 0,72 0,51 21 0,68 0,48 26 0,67 0,54 41 0,69 0,56 51 0,65 0,51 02 0,65 0,47 07 0,69 0,54 22 0,58 0,41 0,51 0,42 0,69 0,59 0,51 0,50 32 0,36 37 52 OFFenheit für Erfahrung ± 0,30 0,35 08 ± 0,65 0,45 13 0,59 0,45 23 ± 0,60 0,39 43 0,65 0,47 48 ± 0,60 0,39 0,56 0,48 58 Un−VERträglichkeit 09 0,35 0,38 ± 0,30 0,46 0,45 14 0,72 0,54 24 0,59 0,43 39 0,75 0,60 ± 0,39 0,39 0,63 0,46 49 0,42 59 GEWissenhaftigkeit 05 0,66 10 0,61 0,44 20 0,71 0,53 40 0,65 0,50 50 0,67 0,52 ± 0,50 0,50 55 0,43 0,48 Anmerkungen: a nur Ladungen |a| ³ 0,30; b Die Items sind entsprechend ihrem intendierten Messbereich angeordnet, wurden jedoch noch nicht handbuchentspre− chend umgepolt; h 2 = Kommunalität mus, depressive Grundstimmung (GT) und soziale Impotenz (GT), Extraversion und positive soziale Resonanz (GT), Verträglichkeit und Gefügigkeit (GT) wie auch für Gewissenhaftigkeit und Kon− trolle (GT) erwartet. Konträre Befunde im Sinne einer divergen− ten Validierung werden für folgende Skalen vermutet: Neuroti− zismus versus positive soziale Resonanz (GT), Extraversion versus geringe Durchlässigkeit (GT) sowie soziale Impotenz (GT) und Of− fenheit versus geringe Durchlässigkeit (GT). Untersuchungsmethoden Obwohl auch schon Verfahren der Item Response Theory und konfirmatorische Faktorenanalysen erfolgreich eingesetzt wur− den [12], um die Items des NEO−PI−R zu evaluieren, werden hier (wie bei der Mehrzahl der bisher publizierten Untersuchungen) exploratorische Item−, Skalen− und Faktorenanalysen verwendet. Ergebnisse ! Faktorenstruktur des NEO−FFI−30 Die Erstellung der Kurzform des NEO−FFIs erfolgte auf Basis der Item−, Skalen− und Faktorenanalysen der ursprünglichen 60−Item−Version des Fragebogens anhand der bevölkerungsre− präsentativen Stichprobe [3]. Für jede der 5 Skalen wurde die Itemanzahl halbiert. Es wurden jeweils die 6 Items einer Skala ausgewählt, die nach einer Hauptkomponentenanalyse mit Vari− max−Rotation am höchsten mit dem jeweiligen Faktor korrelier− ten. Für die Skalen Neurotizismus, Extraversion, Offenheit für Er− fahrung und Gewissenhaftigkeit waren dies gleichzeitig die Items, die die höchsten Trennschärfen hinsichtlich des jeweili− gen Persönlichkeitskonstruktes aufwiesen. In einem zweiten Schritt wurden Item− und Faktorenanalysen mit diesen 30 Items durchgeführt. Zur Vermeidung von hohen Doppelladungen einzelner Items auf zwei verschiedenen Fakto− ren wurden einige Items des ersten Auswahlschrittes eliminiert und Alternativen gewählt, die keine substanziellen Doppella− dungen aufwiesen. Außerdem wurden Items mit höheren Trenn− Körner A et al. Persönlichkeitsdiagnostik mit dem NEO−Fünf−Faktoren−Inventar ¼ Psychother Psych Med 2008; 58: 238 ± 245 Originalarbeit Tab. 2 Itemkennwerte des NEO−FFI−30 (nach Umpolung der Items entsprechend der Skalenzuordnung des Handbuchs, Bevölkerungsstichprobe, n = 1908) Skala Neurotizismus Extraversion Offenheit für Erfahrung Verträglichkeit Gewissenhaftigkeit Item Nr. Wortlaut der Items M SD r is Ich fühle mich anderen oft unterlegen. 1,38 1,02 0,55 11 Wenn ich unter starkem Stress stehe, fühle ich mich manchmal, als ob ich zusammenbräche. 1,79 1,10 0,53 21 Ich fühle mich oft angespannt und nervös. 1,80 1,07 0,54 26 Manchmal fühle ich mich völlig wertlos. 1,29 1,11 0,61 41 Zu häufig bin ich entmutigt und will aufgeben, wenn etwas schief geht. 1,44 1,03 0,62 51 Ich fühle mich oft hilflos und wünsche mir eine Person, die meine Probleme löst. 1,41 1,08 0,59 2 Ich habe gern viele Leute um mich herum. 2,37 1,04 0,45 7 Ich bin leicht zum Lachen zu bringen. 2,47 0,95 0,46 22 Ich bin gerne im Zentrum des Geschehens. 1,86 1,02 0,40 32 Ich habe oft das Gefühl, vor Energie überzuschäumen. 1,79 0,98 0,40 37 Ich bin ein fröhlicher, gutgelaunter Mensch. 2,61 0,85 0,55 52 Ich bin ein sehr aktiver Mensch. 2,57 0,93 0,49 6 Ich finde philosophische Diskussionen langweilig. 1,93 1,12 0,40 13 8 Mich begeistern die Motive, die ich in der Kunst und in der Natur finde. 2,30 0,98 0,40 23 Poesie beeindruckt mich wenig oder gar nicht. 2,17 1,02 0,35 43 Wenn ich Literatur lese oder ein Kunstwerk betrachte, empfinde ich manchmal ein Frösteln oder eine Welle der Begeisterung. 2,04 0,98 0,46 48 Ich habe wenig Interesse, über die Natur des Universums oder die Lage der Menschheit zu spekulieren. 2,13 1,05 0,39 58 Ich habe oft Spaß daran, mit Theorien oder abstrakten Ideen zu spielen. 1,68 1,09 0,38 Ich bekomme häufiger Streit mit meiner Familie und meinen Kollegen. 2,92 0,99 0,47 14 Manche Leute halten mich für selbstsüchtig und selbstgefällig. 2,69 0,99 0,54 24 Im Hinblick auf die Absichten anderer bin ich eher zynisch und skeptisch. 2,63 1,04 0,48 39 Manche Leute halten mich für kalt und berechnend. 2,82 0,99 0,60 49 Ich versuche stets rücksichtsvoll und sensibel zu handeln. 2,70 0,84 0,35 59 Um zu bekommen, was ich will, bin ich notfalls bereit, Menschen zu manipulieren. 2,95 1,01 0,48 9 Ich halte meine Sachen ordentlich und sauber. 3,03 0,89 0,51 10 5 Ich kann mir meine Zeit recht gut einteilen, sodass ich meine An− gelegenheiten rechtzeitig beende. 2,77 0,92 0,51 20 Ich versuche, alle mir übertragenen Aufgaben sehr gewissenhaft zu erledigen. 3,07 0,86 0,55 40 Wenn ich eine Verpflichtung eingehe, so kann man sich auf mich bestimmt verlassen. 3,09 0,87 0,57 50 Ich bin eine tüchtige Person, die ihre Arbeit immer erledigt. 2,78 0,87 0,56 55 Ich werde wohl niemals fähig sein, Ordnung in mein Leben zu bringen. 3,01 1,00 0,50 Anmerkungen: M = Mittelwert (Range 0 ± 4), SD = Standardabweichung, r is = part−whole−korrigierte Trennschärfe des Items in Bezug zur Skala; alle Items aller Skalen weisen verglichen mit allen anderen Skalen ihre höchste Trennschärfe mit der eigenen Skala auf schärfen zuungunsten anderer Items eingeführt, um die Aussa− gekraft des Fragebogens zu optimieren. Die Lösung mit 6 Items pro Skala erfüllte folgende Kriterien: a) die 6 Items gehören jeweils der Originalskala an, b) die Doppelladungen wurden minimiert, c) alle Items weisen ihre höchste Trennschärfe in Bezug zur je− weils intendierten Skala auf, d) die Fremdtrennschärfen liegen für alle Items unter der Trennschärfe für die jeweils intendierte Skala. Im nächsten Schritt erfolgte eine Hauptkomponentenanalyse und Varimax−Rotation mit diesen 30 Items und der Vorgabe " Tab. 1). Screeplot und Eigenwertverlauf (6,17; von 5 Faktoren (l 2,90; 2,28; 1,78; 1,39; 0,96; 0,90) sprechen für die Extraktion von 5 Faktoren, welche 48 % der Gesamtvarianz aufklären. Die Fakto− renanalyse mit allen 60 Items über die Gesamtstichprobe des NEO−FFI−Handbuches erreichte dagegen nur eine Varianzaufklä− rung von 36,6 %, was jedoch nach Borkenau und Ostendorf einen ¹recht typischen Befund“ bei Analysen von Fragebogen auf Item− ebene darstellt [1]. Die Faktorenladungen auf der jeweils intendierten Skala liegen bis auf wenige Ausnahmen um 0,6 mit einem Range von 0,39 ± 0,75. Allerdings lädt das der Skala Verträglichkeit zugeord− nete Item 49 (¹Ich versuche stets rücksichtsvoll und sensibel zu handeln.“ Faktorladung: 0,39) mit 0,42 leicht höher auf dem Fak− Körner A et al. Persönlichkeitsdiagnostik mit dem NEO−Fünf−Faktoren−Inventar ¼ Psychother Psych Med 2008; 58: 238 ± 245 241 242 Originalarbeit Tab. 3 Korrelation (rPearson, ICCunjustiert) zwischen Kurz− und Langversion sowie Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD), interne Konsistenzen (a) und Effektstärken (ES) der Mittelwertsunterschiede der Kurzskalen im Vergleich zur Langversion des NEO−FFI (Bevölkerungsstichprobe, n = 1908 Skalen r Pearson ICC* Neurotizismus 0,93 0,95 Extraversion Offenheit für Erfahrung Verträglichkeit Gewissenhaftigkeit 0,89 0,88 0,91 0,91 0,93 0,91 0,93 0,95 M SD Cronbach’s a Langversion 1,62 0,62 0,82 Kurzversion 1,52 0,77 0,81 Langversion 2,20 0,50 0,73 Kurzversion 2,28 0,62 0,72 Langversion 2,04 0,47 0,63 Kurzversion 2,04 0,64 0,67 Langversion 2,54 0,47 0,72 Kurzversion 2,79 0,65 0,75 Langversion 2,71 0,55 0,82 Kurzversion 2,96 0,62 0,78 ES** 0,14 ± 0,14 0 ± 0,44 ± 0,42 * unjustierter Intraklassenkoeffizient; ** Effektstärke nach Cohen tor Gewissenhaftigkeit. Das Verträglichkeits−Item 9 (¹Ich bekom− me häufiger Streit mit meiner Familie und Kollegen.“ Faktorla− dung: 0,46) zeigt Nebenladungen von 0,38 für Neurotizismus und 0,30 für Gewissenhaftigkeit, was inhaltlich nachvollziehbar ist, jedoch die angestrebte Unabhängigkeit der Faktoren beein− trächtigt. Das Gleiche gilt für Item 55 der Skala Gewissenhaftig− keit (¹Ich werde wohl niemals fähig sein, Ordnung in mein Leben zu bekommen.“ Faktorladung: ± 0,50), welches eine Korrelation von 0,43 mit dem Faktor Neurotizismus aufweist. Im Gegensatz dazu ergibt sich bei den Items 32 und 52 der Skala Extraversion und dem Item 58 der Skala Offenheit für Erfahrung immer noch ein Betrag von mindestens 0,13, wenn man das Quadrat der zweithöchsten Ladung vom Quadrat der höchsten Faktorladung abzieht ([18], s. außerdem [19], S. 300). Die Kommunalitäten schwanken zwischen 0,39 und 0,60 bei ei− nem Mittelwert von 0,48, wobei das Faktorenmodell die Varianz der Items der Skala Neurotizismus am besten und die Varianz der Items der Skala Offenheit für Erfahrung am schlechtesten erklärt. Der mit der Kurzskala ermittelte Neurotizismuswert ist um 0,10 geringer als Neurotizismus erfasst mit der Skala des Original− NEO−FFI. Für die Skalen Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit zeigt sich eine Erhöhung der Mittelwerte um jeweils 0,25, wenn man die Kurz− statt der Langskalen berechnet. Diese Ergebnisse werden durch die unbedeutenden (NEU, EXT, OFF) bis modera− ten (VER, GEW) Effektgrößen und sehr hohen Korrelationen zwi− schen den Kurz− und den Langskalen untermauert. Dabei fällt auf, dass die Korrelationskoeffizienten (rPearson = 0,88 und ICC = 0,91) für die Skala Offenheit für Erfahrung trotz der identi− schen Gruppenmittelwerte am geringsten ausfallen, während die Skalen Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit unabhängig von den hier gemessenen größten Differenzen der Gruppenmit− telwerte (Differenz jeweils: 0,25) höher mit ihrem jeweiligen Pendant der Langversion korrelieren (0,91 ± 0,95). Die internen Konsistenzen der Skalen liegen zwischen 0,67 und 0,81, wobei für die Skala Offenheit für Erfahrung eine geringfügi− ge Erhöhung des Reliabilitätskoeffizienten a im Vergleich zur Langversion zu verzeichnen ist. Itemanalyse des NEO−FFI−30 " Tab. 2 werden Mittelwert, Standardabweichung und part− In l whole−korrigierte Trennschärfe der Items in Bezug zur inten− dierten Skala berichtet. Die Itemmittelwerte liegen zwischen 1,29 und 3,09, wobei 0 für starke Ablehnung und 4 für starke Zu− stimmung der jeweiligen Aussage steht. Die Standardabwei− chungen der 30 Items variieren zwischen 0,84 und 1,12. Die kor− rigierten Trennschärfen liegen im mittleren bis hohen Bereich (M = 0,49; Min. = 0,35; Max. = 0,62), wobei die Items der Skala Neurotizismus und Gewissenhaftigkeit die Testergebnisse am besten voraussagen, während dies mit den Items der Skala Of− fenheit für Erfahrung weniger gut gelingt. Hervorzuheben ist hierbei, dass alle Items ihre höchste Trennschärfe hinsichtlich der Skala aufweisen, der sie zugeordnet wurden. Skalenanalyse des NEO−FFI−30 Im Folgenden werden die Skalenmittelwerte, internen Konsis− tenzen und Effektgrößen für die Kurz− und Langskalen des NEO− " Tab. 3) berichtet. Auch bei Berechnung von Kurzskalen FFI−30 (l wird für die Skala Neurotizismus der geringste Mittelwert von 1,52 (Langversion: 1,62) mit der größten Standardabweichung erreicht. Für die Skalen Extraversion und Offenheit für Erfahrung gibt es nur minimale bzw. keine Unterschiede zwischen den Werten, die mittels Kurz− und Langversion ermittelt werden. Varianzanalyse des NEO−FFI−30 Die Varianzanalyse mit der Kovariate Alter und den unabhängi− gen Variablen Geschlecht, Wohnsitz (alte versus neue Bundes− länder) und Bildungsgrad (Schulabschluss versus Studium) er− bringt für die Kurz− und die Langskalen nahezu identische Resul− tate für den Einfluss der soziodemografischen Parameter auf die NEO−FFI−Werte. Das Alter der Probanden kovariiert mit 3 der 5 Skalen ± wiederum hat das Alter den größten Einfluss auf das Merkmal Extraversion (mittlere Effektstärke). Wie auch bei der Langversion zeigen sich Frauen etwas weniger neurotisch und verträglicher (schwache Effektstärken) als Männer, die sich mit− tels Kurzversion marginal extrovertierter beschreiben. Wie auch bei der Langversion des NEO−FFI hat die Variable ¹Wohnsitz“ ei− nen schwachen Einfluss auf die Kurzskalen Extraversion, Ver− träglichkeit und Gewissenhaftigkeit. Ostdeutsche berichten ge− ringfügig höhere Werte als die in Westdeutschland lebenden Probanden (schwache Effektstärken). Der Bildungsgrad hat wie bei den originalen NEO−FFI−Skalen einen mittleren Einfluss auf die Skala Offenheit für Erfahrung. Für die Interaktionseffekte der drei Variablen Geschlecht, Wohnsitz und Bildung erreichen die− selben statistisch signifikanten Unterschiede wie bei den Lang− skalen wiederum nur minimale Effektstärken. Körner A et al. Persönlichkeitsdiagnostik mit dem NEO−Fünf−Faktoren−Inventar ¼ Psychother Psych Med 2008; 58: 238 ± 245 Originalarbeit Tab. 4 Multivariate Varianzanalysea für den NEO−FFI−30 mit den Faktoren Geschlecht, Wohnsitz, Bildung und der Kovariate Alter (Bevölkerungsstichprobe, n = 1908) Skala F−Werte−Effektgrößen Kovariate Geschlecht, G Wohnsitz, W Bildung, B Alter, A (h 2) (h 2) (h 2) (h 2) G ” W (h 2) G ” B (h 2) W ” B (h 2) G ” W ” B (h 2) Neurotizismus 3,03 (0,002) 35,14*** (0,020) 0,64 (0,000) 0,31 (0,000) 0,00 (0,000) 0,52 (0,000) 0,10 (0,000) 0,03 (0,000) Extraversion 107,13*** (0,057) 5,12* (0,003) 6,42** (0,004) 0,15 (0,000) 0,11 (0,000) 1,76 (0,001) 1,44 (0,001) 0,53 (0,000) Offenheit für Erfahrung 1,60 (0,001) 0,01 (0,000) 0,04 (0,000) 158,77*** (0,083) 0,09 (0,000) 4,96* (0,003) 1,91 (0,001) 0,03 (0,000) Verträglichkeit 27,43*** (0,015) 10,15*** (0,006) 36,77*** (0,020) 2,60 (0,001) 0,31 (0,000) 0,65 (0,000) 0,44 (0,000) 0,26 (0,000) Gewissenhaftigkeit 38,75*** (0,022) 0,73 (0,000) 14,17*** (0,008) 0,06 (0,000) 2,40 (0,001) 4,78* (0,003) 0,51 (0,000) 0,00 (0,000) Anmerkungen: a Multivariate Varianzanalyse (MANCOVA, Kovariate gleichzeitig mit den Faktoreffekten verarbeitet, Freiheitsgrade: 1/1763 bis 1/1772); * p(F) < 0,05, ** p(F) < 0,01; *** p(F) < 0,001; Eta 2 (h 2) = Anteil der Varianz, die durch die jeweilige/n Variable/n erklärt wird (kleines h 2 = 0,01, mittel h 2 = 0,059, groß: h 2 = 0,138) Tab. 5 Interkorrelation der Langskalen (obere Zeile) und der Kurzskalen (untere Zeile) des NEO−FFI mit den GT−Skalena (Bevölkerungsstichprobe, n = 1908) GT−Skala 1 GT−Skala 2 GT−Skala 3 GT−Skala 4 GT−Skala 5 GT−Skala 6 positive soziale Gefügigkeit Kontrolle depressive geringe Durch− sozial impotent Grundstimmung lässigkeit Resonanz NEUrotizismus ± 0,49*** ± 0,49*** ± 0,10*** ± 0,09*** ± 0,14*** ± 0,15*** 0,61*** 0,56*** 0,37*** 0,36*** 0,42*** 0,42*** EXTraversion 0,53*** 0,53*** ± 0,09*** ± 0,11*** ± 0,10*** ± 0,09*** ± 0,39*** ± 0,37*** ± 0,55*** ± 0,51*** ± 0,56*** ± 0,53*** OFFenheit für Erfahrung 0,20*** 0,18*** ± 0,12*** ± 0,06** 0,03 0,06** ± 0,24*** ± 0,21*** ± 0,28*** ± 0,23*** VERträglichkeit 0,31*** 0,25*** 0,43*** 0,40*** 0,21** 0,24** ± 0,07** ± 0,06** ± 0,28*** ± 0,22*** ± 0,24*** ± 0,21*** GEWissenhaftigkeit 0,53*** 0,47*** 0,18*** 0,24*** 0,46*** 0,44*** ± 0,27*** ± 0,21*** ± 0,26*** ± 0,21*** ± 0,37*** ± 0,30*** 0,00 0,03 Anmerkungen: a Die Bezeichnungen entsprechen nicht den originalen Skalenbezeichnungen, sondern spiegeln zur besseren Verständlichkeit die Bedeutung eines jeweils höheren Wertes auf den Skalen des Gießen−Tests wider; * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001 Korrelationen des NEO−FFI−30 mit dem Gießen−Test (GT) " Tab. 5 zeigt, dass die Korrelationen der Langskalen des NEO− l FFI mit dem Gießen−Test auch durch die Kurzskalen bestätigt werden. Es findet sich insbesondere ein negativer Zusammen− hang für Neurotizismus und positive soziale Resonanz sowie ein positiver Zusammenhang zwischen Neurotizismus und einer de− pressiven Grundstimmung und sozialer Impotenz. Des Weiteren korreliert Extraversion positiv mit sozialer Resonanz. Hinsichtlich geringer sozialer Durchlässigkeit und sozialer Impotenz zeigen sich sowohl für Extraversion als auch für die Skala Offenheit für Erfahrung negative Korrelationen. Außerdem besteht ein positi− ver Zusammenhang von Verträglichkeit und Gefügigkeit, wäh− rend Gewissenhaftigkeit mit positiver sozialer Resonanz und übermäßiger Kontrolle korreliert. Die Bestätigung der im Sinne konvergenter und divergenter Validierung postulierten Zusam− menhänge spricht für die Konstruktvalidität der Neo−FFI−Kurz− und Langskalen. Faktorenstruktur des NEO−FFI−30 anhand eines unabhängigen Datensatzes Die Berechnung einer Hauptkomponentenanalyse mit anschlie− ßender Varimax−Rotation anhand einer unabhängigen Prüf− stichprobe von 2508 Erwachsenen zwischen 18 und 92 Jahren bestätigt die Faktorenstruktur der Kurzversion des NEO−FFI, die anhand der repräsentativen Bevölkerungsstichprobe ermittelt wurde. In der Prüfstichprobe liegen selbst die Nebenladungen für die Items Nr. 52 und 55 unter 0,30. Allerdings werden für die beiden auch in der Entwicklungsstichprobe problematischen Items Nr. 9 ¹Streit bekommen“ und Nr. 49 ¹rücksichtsvoll han− deln“ der Skala Verträglichkeit keine ausreichend hohen Ladun− gen auf dem intendierten Faktor erreicht. Körner A et al. Persönlichkeitsdiagnostik mit dem NEO−Fünf−Faktoren−Inventar ¼ Psychother Psych Med 2008; 58: 238 ± 245 243 244 Originalarbeit Tab. 6 Faktorenstruktur des NEO−FFI−30 in einer unabhängigen Stichprobe von 2508 Erwachsenen: 5−faktorielle Lösung nach Hauptkomponentenanalyse und anschließender Varimax−Rotationa Skala NEUrotizismus EXTraversion Offenheit für Erfahrung Un−VERträglichkeit GEWissenhaftigkeit Item b,c h2 Faktoren I II III IV V NEU GEW Un−VER EXT OFF 06 0,64 0,49 11 0,70 0,50 21 0,61 0,39 26 0,69 0,54 41 0,64 0,51 51 0,63 0,46 02 0,69 0,50 07 0,69 0,53 22 0,58 0,45 32 0,56 0,44 37 0,65 0,55 52 0,56 0,49 08 ± 0,70 0,53 13 0,60 0,48 23 ± 0,63 0,45 43 0,62 0,48 48 ± 0,58 0,38 58 0,52 0,48 09 0,45 0,42 14 0,70 0,51 24 0,63 0,44 39 0,74 49 ± 0,42 59 0,59 0,59 0,45 0,48 0,43 05 0,60 0,44 10 0,60 0,37 20 0,73 0,57 40 0,73 0,58 50 0,70 0,53 55 ± 0,60 0,53 Anmerkungen: a nur Ladungen |a| ³ 0,30; b Die Items sind entsprechend ihrem intendierten Messbereich angeordnet, wurden jedoch noch nicht handbuchentspre− chend umgepolt; c aus copyrechtlichen Gründen darf der Itemtext hier nicht abgedruckt werden; h 2 = Kommunalität Zusammenfassende Diskussion ! Unter der Maßgabe, dass die Zugehörigkeit der Items zu den ur− sprünglichen Skalen des NEO−FFI auch für die Kurzversion erhal− ten bleibt, konnte eine überzeugende Fünf−Faktoren−Struktur anhand der repräsentativen Bevölkerungsstichprobe ermittelt werden, wobei alle Items die höchste Trennschärfe auf ihrer ei− genen Skala aufweisen. Die von Rost et al. [8] anhand der deut− schen NEO−FFI−Handbuchstichprobe als am wenigsten trenn− scharf identifizierten Items wurden vollständig eliminiert. Von den Items mit nur schwachen Faktorladungen auf dem inten− dierten Faktor über 8 internationale Studien hinweg [12] enthält die Kurzversion nur noch Item 8 ¹Ich finde philosophische Dis− kussionen langweilig.“, welches jedoch für die Entwicklungs− stichprobe mit ± 0,65 und für die Prüfstichprobe mit ± 0,70 sehr zufriedenstellend auf dem Faktor Offenheit für Erfahrungen lädt. 3 der 5 von 12 ± 18−jährigen, US−amerikanischen Gymnasiasten im Jahr 1973 [12] als schwer verständlich oder unbedeutend be− urteilten Items wurden eliminiert. Die beiden beibehaltenen Items 6 ¹Ich fühle mich anderen oft unterlegen.“ (Skala 1, ris = 0,55 sowie 0,54) und Item 24 ¹Im Hinblick auf die Absichten anderer bin ich eher skeptisch und zynisch.“ (Skala 4, ris = 0,48 sowie 0,49) zeigen zufriedenstellende mittlere Trennschärfen in Entwicklungs− sowie Prüfstichprobe. Zu beachten bleibt, dass nur noch 30 % der Items der Kurzversion ein invertiertes Ant− wortmuster aufweisen (Langversion: 45 %), was jedoch gleich− zeitig zur Verbesserung der Kurzversion beiträgt, da dies z. T. auf der Eliminierung von schwierig zu beantwortenden Items mit doppelten Verneinungen beruht (z. B. Items 1, 15, 42) und so die mögliche Anwendungsbreite des Fragebogens erweitert. Sowohl die Faktorenladungen als auch die Kommunalitäten er− reichen insgesamt zufriedenstellende Größen, wobei die Proble− matik der Skala 4 Verträglichkeit im Vergleich zur Langversion deutlich reduziert werden konnte. Nur noch ein Item dieser Ska− la (Nr. 49) zeigt eine höhere Ladung auf einem anderen Faktor (bisher luden 7 Verträglichkeitsitems höher auf anderen Fakto− ren. 3 weitere Verträglichkeitsitems wiesen nur eine Differenz von  0,05 zwischen der höchsten und zweithöchsten Faktorla− dung auf [3]). Jetzt besitzen selbst die Items Nr. 9 ¹Streit bekom− men“ und Nr. 49 ¹rücksichtsvoll handeln“ mittlere Trennschär− fen für diese Persönlichkeitsdimension. Körner A et al. Persönlichkeitsdiagnostik mit dem NEO−Fünf−Faktoren−Inventar ¼ Psychother Psych Med 2008; 58: 238 ± 245 Originalarbeit Die Skalenmittelwerte zeichnen ein sehr ähnliches Bild vom ¹ty− pisch Deutschen“, der anhand der Kurzskalen geringfügig an Neurotizismus verliert und etwas an Verträglichkeit und Gewis− senhaftigkeit gewinnt ± bei einer leicht verbesserten, allerdings immer noch unbefriedigenden internen Konsistenz der Skala Of− fenheit für Erfahrung. Die Korrelationen (rPearson) zwischen der je− weiligen Lang− und Kurzskala liegen jedoch im Mittel über 0,90 (ICCunjust. im Mittel 0,93) und untermauern die Schlussfolgerung, dass beide Versionen dieselben Persönlichkeitskonstrukte erfas− sen und kein relevanter Informationsverlust aus der Anwendung der Kurzversion resultiert. Dafür sprechen auch die nur schwa− chen Effektstärken der Mittelwertsunterschiede. Dies wird im Weiteren dadurch bestätigt, dass sich dieselben Abhängigkeiten der Skalenwerte von soziodemografischen Variablen wie Alter, Geschlecht, Wohnsitz und Bildungsgrad ergeben. Im Übrigen zeigen die Korrelationen mit dem Gießen−Test, dass auch die Kurzskalen des NEO−FFI wesentliche soziale und emotionale Di− mensionen der Persönlichkeit erfassen und sprechen somit für die Konstruktvalidität des Verfahrens. Dass auch die Analyse der unabhängigen Prüfstichprobe von 2508 Erwachsenen zu einer identischen Faktorenstruktur führt, bestätigt die faktorielle Validität des Instruments. Damit qualifi− ziert sich die hier vorgestellte Kurzversion noch stärker als die Langfassung für einen Einsatz als Breitbanddiagnostikum, das interindividuelle Unterschiede in fünf wichtigen und robusten Persönlichkeitsdimensionen höchst ökonomisch erfasst und sich so gut in eine Mehrebenendiagnostik einfügen lässt. Bisher standen dafür nur die von Rammstedt und Kollegen entwickel− ten Kurzversionen des Big Five Inventory (BFI) zur Verfügung: ein Single−Item−Inventar mit nur jeweils einem Item pro Persön− lichkeitsdimension [21] sowie eine Kurzversion (BFI−K) mit 21 Items [22]. Beim NEO−FFI erlaubt der Erhalt der Item−Skalen−Zugehörigkeit zudem auch einfache Reanalysen schon vorliegender Datensätze mittels der psychometrisch überzeugenderen Kurzskalen des NEO−FFI−30. Die Überprüfung der Ergebnisse anhand einer Stichprobe von stationären Psychotherapiepatienten ist ebenso in Arbeit wie die Veröffentlichung von Skalennormwerten auf Basis der Bevölkerungsstichprobe [20]. Fazit für die Praxis Psychometrische Untersuchungsinstrumente sind Teil klini− scher Qualitätssicherung bzw. Effektivitätskontrolle psycho− therapeutischer Behandlung. Dabei werden möglichst viel− fältige, psychotherapeutisch relevante Variablen erfasst. Förderlich für die Motivation der PatientInnen zur Teilnah− me an prä−, post− und katamnestischen Erhebungen ist je− doch ein nicht zu großer Umfang an Fragebogen. Damit er− hält die Kürze der Verfahren besondere Relevanz. Die an über 4000 Erwachsenen entwickelte Kurzversion des NEO− Fünf−Faktoren−Inventars zur Erfassung von Neurotizismus, Extraversion, Offenheit für Erfahrung, Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit weist bessere psychometrische Eigen− schaften auf als das doppelt so lange Original, muss sich je− doch noch in der Praxis an klinischen Stichproben bewähren. Institutsangaben 1 2 3 4 5 6 Universitätsklinikum Freiburg, Abteilung für Psychosomatik und Psychothe− rapeutische Medizin u. Institute of Community and Family Psychiatry of the Jewish General Hospital, Montreal Universitätsklinikum Leipzig AöR, Klinik für Psychotherapie und Psychoso− matische Medizin Universität Leipzig, Institut für Entwicklungspsychologie, Persönlichkeits− psychologie und Psychodiagnostik McGill University and Institute of Community and Family Psychiatry of the Jewish General Hospital, Montreal Universitätsklinikum Leipzig AöR, Selbstständige Abteilung für Medizinische Psychologie und Medizinische Soziologie Institut für Politikwissenschaft, Johannes−Gutenberg−Universität Mainz Literatur 1 Borkenau P, Ostendorf F. NEO−Fünf−Faktoren−Inventar (NEO−FFI) nach Costa und McCrae. Göttingen: Hogrefe, 1993 2 Costa PT, McCrae RR. The NEO PI/FFI manual supplement. Odessa: Psy− chological Assessment Resources, 1989 3 Körner A, Geyer M, Brähler E. Das NEO−Fünf−Faktoren Inventar (NEO− FFI) ± Validierung anhand einer deutschen Bevölkerungsstichprobe. Diagnostica 2002; 48: 19 ± 27 4 Ball SA. 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