Bericht "DGB-Index - Eine Überprüfung der statistischen Gütekriterien"

baua.de

Bericht "DGB-Index - Eine Überprüfung der statistischen Gütekriterien"

DGB-IndexEine Überprüfung

der statistischen Gütekriterien

M. Schütte


M. Schütte

DGB-IndexEine Überprüfung

der statistischen Gütekriterien

Dortmund/Berlin/Dresden 2011


Die Verantwortung für den Inhalt dieser Veröffentlichung liegt bei dem Autor.

Autor: Martin Schütte

Leibniz-Institut für Arbeitsforschung

an der Technischen Universität Dortmund

Ardeystr. 67, 44139 Dortmund

Titelfoto: Uwe Völkner

Fotoagentur FOX, Lindlar/Köln

Umschlaggestaltung: Rainer Klemm

Bundesanstalt für Arbeitsschutz und Arbeitsmedizin

Herausgeber: Bundesanstalt für Arbeitsschutz und Arbeitsmedizin

Friedrich-Henkel-Weg 1 − 25, 44149 Dortmund

Telefon 0231 9071-0

Fax 0231 9071-2454

poststelle@baua.bund.de

www.baua.de

Berlin:

Nöldnerstr. 40 − 42, 10317 Berlin

Telefon 030 51548-0

Fax 030 51548-4170

Dresden:

Proschhübelstr. 8, 01099 Dresden

Telefon 0351 5639-50

Fax 0351 5639-5210

Alle Rechte einschließlich der fotomechanischen Wiedergabe

und des auszugsweisen Nachdrucks vorbehalten.


Inhaltsverzeichnis

Seite

Kurzreferat 5

Abstract 6

1 Einleitung 7

1.1 Aufbau des DGB-Index 7

1.2 Einsatz des DGB-Index 7

1.3 Vorliegende Untersuchungen

zu den Messeigenschaften des DGB-Index 10

1.4 Kritik am DGB-Index 12

2 Untersuchung der Messeigenschaften des DGB-Index 13

2.1 Zuverlässigkeit von Messwerten 13

2.2 Vorüberlegungen zur Reliabilitätsprüfung 15

3 Ausgangsdatenbasis 19

4 Auswertung für das Jahr 2007 20

4.1 Auswertung auf der Ebene der Items 20

4.1.1 Skala Ressourcen 20

4.1.2 Skala Belastungen 24

4.1.3 Skala Einkommen/Sicherheit 26

4.1.4 Zusammenfassung 29

4.2 Auswertung auf der Ebene der Dimensionen 30

4.2.1 Ressourcenbezogene Dimensionen 30

4.2.2 Belastungsbezogene Dimensionen 33

4.2.3 Einkommensbezogene Dimensionen 35

4.2.4 Zusammenfassung 37

4.3 Auswertung auf der Ebene der Teilindizes 38

4.3.1 Zusammenfassung 40

5 Auswertung für das Jahr 2008 41

5.1 Auswertung auf der Ebene der Items 41

5.1.1 Skala Ressourcen 41

5.1.2 Skala Belastungen 44

5.1.3 Skala Einkommen/Sicherheit 46

5.1.4 Zusammenfassung 48

5.2 Auswertung auf der Ebene der Dimensionen 49

5.2.1 Ressourcenbezogene Dimensionen 50

5.2.2 Belastungsbezogene Dimensionen 52

5.2.3 Einkommensbezogene Dimensionen 54

5.2.4 Zusammenfassung 56

5.3 Auswertung auf der Ebene der Teilindizes 56

5.3.1 Zusammenfassung 59


6 Auswertung für das Jahr 2009 60

6.1 Auswertung auf der Ebene der Items 60

6.1.1 Skala Ressourcen 60

6.1.2 Skala Belastungen 62

6.1.3 Skala Einkommen/Sicherheit 65

6.1.4 Zusammenfassung 67

6.2 Auswertung auf der Ebene der Dimensionen 68

6.2.1 Ressourcenbezogene Dimensionen 68

6.2.2 Belastungsbezogene Dimensionen 70

6.2.3 Einkommensbezogene Dimensionen 72

6.2.4 Zusammenfassung 74

6.3 Auswertung auf der Ebene der Teilindizes 75

6.3.1 Zusammenfassung 77

7 Auswertung für das Jahr 2010 78

7.1 Auswertung auf der Ebene der Items 78

7.1.1 Skala Ressourcen 78

7.1.2 Skala Belastungen 80

7.1.3 Skala Einkommen/Sicherheit 83

7.1.4 Zusammenfassung 85

7.2 Auswertung auf der Ebene der Dimensionen 86

7.2.1 Ressourcenbezogene Dimensionen 86

7.2.2 Belastungsbezogene Dimensionen 88

7.2.3 Einkommensbezogene Dimensionen 90

7.2.4 Zusammenfassung 92

7.3 Auswertung auf der Ebene der Teilindizes 93

7.3.1 Zusammenfassung 95

8 Überprüfung der faktoriellen Validität des DGB-Index 96

8.1 Methodisches Vorgehen 96

8.2 Prüfung der Dateneigenschaften 98

8.3 Modellanpassung 99

8.4 Geschätzte Parameter 99

8.5 Modellmodifikation 102

8.6 Zusammenfassende Diskussion 104

9 Abschlussdiskussion 105

9.1 Reliabilitätsstudien 105

9.2 Konfirmatorische Faktorenanalyse 106

9.3 Perspektiven 106

10 Literatur 108


DGB-IndexEine Überprüfung der statistischen

Gütekriterien

Kurzreferat

5

Mit dem DGB-Index „Gute Arbeit“ liegt ein Befragungsinstrument vor, das vom Deutschen

Gewerkschaftsbund seit 2007 zur jährlichen Ermittlung der von den Beschäftigten

wahrgenommenen Qualität ihrer Arbeitsbedingungen eingesetzt wird. Das Instrument

besteht aus insgesamt 31 Items, die 15 Dimensionen konstituieren, die weiter

zu den drei Teilindizes „Ressourcen“, „Belastungen“ sowie „Einkommen und Arbeitsplatzsicherheit“

zusammengefasst werden, aus denen sich der Gesamtindex

bildet. Aufbau und Konzeption des DGB-Index sind nicht unwidersprochen geblieben.

Bemängelt wird u. a., dass der DGB-Index keine Aussagen zum Messobjekt und der

Zuverlässigkeit der erhobenen Daten macht, d. h. unklar lässt, ob zwischen den Beschäftigten

oder unterschiedlichen Arbeitsbedingungen bestehende Unterschiede in

der Qualität der Arbeit erfasst werden. Dementsprechend erfolgte in der vorliegenden

Studie eine Untersuchung der Zuverlässigkeit, mit der der DGB-Index Unterschiede

in der Qualität der Arbeit zwischen verschiedenen Berufsabschnitten zu ermitteln erlaubt,

als ein erster Schritt zur Aufklärung der bedingungsbezogenen Reliabilität des

Verfahrens. Dazu standen vier in den Jahren 2007 bis 2010 erhobene Kollektive zur

Verfügung. Die Analysen erfolgten auf Grundlage der Generalisierbarkeitstheorie, die

den Vorteil hat, mehrere potenzielle Messfehlerquellen gleichzeitig berücksichtigen

zu können. Die Auswertungen wurden separat für die einzelnen Erhebungszeitpunkte

sowie die verschiedenen Aggregationsebenen des DGB-Index vorgenommen. Als

mögliche Messfehlerquellen gingen in die Analysen das Alter und Geschlecht sowie

die Befragten und die Items oder Dimensionen oder Teilindizes ein. Die Ergebnisse

zeigen, dass der DGB-Index vorhandenen Reliabilitätsstandards nach DIN EN ISO

10075-3 durchaus entsprechen kann: Zwar gelingt die Trennung von Berufsabschnitten

auf der Ebene der einzelnen Items bei allen drei Bereichen – Ressourcen, Belastungen

und Einkommen/Sicherheit – nicht zufriedenstellend, jedoch erreicht das Instrument,

bei entsprechender Stichprobengröße, die für Orientierungs-, Screening-

und Präzisionsmessungen geltenden Mindestreliabilitäten, wenn Dimensions- oder

Teilindexwerte verwendet werden. Anzustreben ist eine größere inhaltliche Homogenität

insbesondere bei der Dimension Ressourcen und den drei Teilindizes. Um Aufschluss

über die faktorielle Validität des DGB-Index zu erhalten, erfolgte eine konfirmatorische

Faktorenanalyse (KFA). Sie basiert auf den Daten aller Personen, die

den DGB-Index vollständig beantwortet hatten (N=16268). Die KFA bestätigt die Notwendigkeit

einer Revision des DGB-Index, da die Anpassung der Daten an das Modell

nicht vollständig überzeugt. Ein reduziertes Modell, das aus nur noch aus sieben

einen Faktor bildenden Dimensionen besteht, führte zu einer zwar nicht gänzlich befriedigenden,

aber deutlich besseren Anpassungsgüte. Die Studie zeigt mögliche Ansatzpunkte

für eine Überarbeitung des DGB-Index. Anzustreben ist v. a. eine konkret

bedingungsbezogene Untersuchung der Messeigenschaften, die Aufschluss über

Sensitivität und Diagnostizität des Verfahrens liefert. Dazu ist der DGB-Index unter in

Belastungsart und -intensität unterschiedlichen Arbeitsbedingungen einzusetzen.

Schlagwörter:

DGB-Index, G-Theorie, Reliabilität, faktorielle Validität, G-Koeffizient


DGB-Index – A review of statistical quality criteria

Abstract

6

The so-called DGB-Index “Good Work” is a questionnaire developed by the German

Trade Union Federation. The questionnaire has been used for the annual survey

concerning the quality of working conditions since 2007. The questionnaire comprises

31 items which constitute 15 dimensions. The dimensions are combined to

three indices called resources, demands and earnings/job security. The three indices

form the global index “Good Work”. The design and the conception of the DGB-Index

have been criticised. Amongst others it has been argued that the object of measurement

is not clear when using the questionnaire: does the DGB-Index differentiate

between working conditions or between employees with respect to the quality of

work? Accordingly the present investigation aimed at the determination of the reliability

of the DGB-Index with reference to the measurement of differences between professions

in the quality of work as a first step towards the determination of the condition

related reliability of the questionnaire. The reliability analysis is based on the

data of four surveys which were accomplished in 2007, 2008, 2009 and 2010. Data

evaluation rested on the so-called Generalizability Theory. This procedure has the

advantage that multiple sources of measurement error can be estimated separately

in one analysis. Data analysis was done separately for the four years. The data of

each year were also analysed separately with respect to items, dimensions and indices.

As possible errors of measurement age, gender, person and the items or dimensions

or indices were taken into consideration. The results show that the differentiation

between jobs does not succeed with respect to items regarding resources,

demands and earnings/job security. If the measurement values of dimensions or indices

are used the DGB-Index reliably differentiates between jobs: the questionnaire

conforms to the reliability requirements for orienting, screening and precision measurements.

Nevertheless the content-related homogeneity of the dimensions and indices

should be improved. Additionally a so-called confirmatory factor analysis (CFA)

was accomplished in order to get information on the factorial validity of the DGB-

Index. The analysis is based on all participants who have completely answered the

questionnaire (N=16268). The CFA affirms the necessity of a revision of the DGB-

Index because the fit between the data and the model describing the structure of the

DGB-Index is not satisfying. The model leads to a better fit which however is also not

completely satisfying. All in all the results of the accomplished study show possible

starting points for a revision of the DGB-Index. An improvement of the measurement

characteristics of the DGB-Index is possible. The reliability tests of the revised version

of the DGB-Index should demonstrate the sensitivity and diagnosticity of the

questionnaire. For that purpose the questionnaire should be applied under load conditions

differing in type and intensity.

Key words:

DGB-Index, G-theory, reliability, factorial validity, G-coefficient


1 Einleitung

7

Mit dem DGB-Index „Gute Arbeit“ liegt ein Befragungsinstrument vor, das vom Deutschen

Gewerkschaftsbund seit 2007 zur jährlichen Ermittlung der von den Beschäftigten

wahrgenommenen Qualität ihrer Arbeitsbedingungen eingesetzt wird.

Die Erhebungen verfolgen einmal das Ziel, die Bedeutung entwicklungsförderlicher

und fehlbeanspruchungsarmer Arbeitsbedingungen öffentlich bekannt zu machen

sowie darüber hinaus für eine Verbesserung menschlicher Arbeit zu werben. Weiterhin

sollen die Befragungen – über die sich Hinweise auf aktuelle arbeitsbezogene

Veränderungen und existierende Problembereiche gewinnen lassen – berufs- oder

arbeitspolitische Initiativen begleiten. Daneben ist das Verfahren auch für die Durchführung

von Arbeitsbedingungsanalysen vorgesehen, die in Kooperation von Betriebs-

und Personalräten mit den Beschäftigten vorgenommen werden (Fuchs,

2010a, 2010b).

1.1 Aufbau des DGB-Index

Das Instrument besteht aus insgesamt 31 indexbildenden Items, die 15 Dimensionen

konstituieren, die weiter zu den drei Teilindizes „Ressourcen“, „Belastungen“ sowie

„Einkommen und Arbeitsplatzsicherheit“ zusammengefasst werden, aus denen sich

dann der Gesamtindex „Gute Arbeit“ bildet (vgl. Tab. 1.1). Der Fragebogen basiert

auf der im Rahmen der Erhebung „Was ist gute Arbeit“ verwendeten Itemliste

(Fuchs, 2006), aus der – unter Berücksichtigung arbeitswissenschaftlicher Konzepte

zur Gesundheitsforschung, Belastung und Beanspruchung sowie unter Einbezug

ressourcentheoretischer Ansätze und von vorhandenen Bewertungsmodellen

menschlicher Arbeit – eine komprimierte Fragebogenversion entstand, die dann weiter

– auf Basis der Ergebnisse verschiedener Betriebsbefragungen – auf die 31 Items

verdichtet wurde. Durch die verschiedenen Aggregationsebenen des DGB-Index besteht

der prinzipielle Vorteil, nicht nur global – über den Gesamtindex – sondern auch

differenziert Aufschluss über die Qualität der Arbeitsbedingungen, d. h. die gegebenen

Ressourcen, die auftretende Belastung sowie das Einkommen und die Arbeitsplatzsicherheit

zu gewinnen.

Die drei Teilindizes, die zu gleichen Anteilen (1/3) in die Berechnung des Gesamtindex

eingehen, erhalten dadurch jedoch – weil ihnen jeweils eine unterschiedliche

Anzahl von Dimensionen zu Grunde liegt (Ressourcen: 10, Belastungen: 3, Einkommen:

2) – eine verschiedene Gewichtung: so werden die Ressourcen mit einem 1/30,

die Belastungen mit einem 1/9 und das Einkommen mit einem 1/6 berücksichtigt

(Prümper & Richenhagen, 2009).

1.2 Einsatz des DGB-Index

Bei Einsatz des DGB-Index müssen die Befragten pro Item eine aus zwei aufeinander

folgenden Schritten bestehende Beurteilung vornehmen. So ist zunächst einzuschätzen,

in welchem Maß die durch das jeweilige Item beschriebene Aussage das

aktuelle Beschäftigungsverhältnis zutreffend beschreibt. Wird dabei ein bestimmter


8

Ratingwert erreicht muss anschließend die mit der dargestellten Situation oder dem

skizzierten Sachverhalt verbundene subjektiv wahrgenommene Belastungshöhe eingeschätzt

werden (Fuchs, 2010a, 2010b).

Tab 1.1 Items, Dimensionen und Teilindizes des DGB- Index

Item Dimension Teilindex

Werden Ihre Qualifizierungswünsche durch konkrete Angebote

unterstützt?

Ermöglicht es Ihre Arbeit, Ihr Wissen und Können

weiterzuentwickeln?

Qualifizierungs-/

Entwicklungsmöglichkeiten

Können Sie eigene Ideen in Ihre Arbeit einbringen? Kreativität

Haben Sie in Ihrem Betrieb Aufstiegschancen? Aufstiegschancen

Können Sie Ihre Arbeit selbstständig planen und einteilen?

Haben Sie Einfluss auf die Arbeitsmenge, die Ihnen übertragen

wird?

Haben Sie Einfluss auf die Gestaltung Ihrer Arbeitszeit?

Erhalten Sie alle Informationen, die Sie brauchen, um Ihre Arbeit

gut zu erledigen?

Werden bei Ihrer Arbeit widersprüchliche Anforderungen gestellt?

Bitte geben Sie an, ob Ihr/e unmittelbare/r Vorgesetzte/r Ihre Arbeit

gut plant

Bitte geben Sie an, ob Ihr/e unmittelbare/r Vorgesetzte/r Sie

wertschätzt und Ihnen Beachtung entgegenbringt

Bitte geben Sie an, ob Ihr/e unmittelbare/r Vorgesetzte/r Weiterbildung

und Personalentwicklung hohen Stellenwert beimisst

Haben Sie den Eindruck, dass in Ihrem Betrieb Kollegialität

gefördert wird?

Halten Sie Ihre Geschäftsführung/Behördenleitung für geeignet?

Erhalten Sie Hilfe und Unterstützung von Ihren Kolleg/innen, wenn

Sie dies benötigen?

Würden Sie sagen, dass Ihre Arbeit für die Gesellschaft nützlich

ist?

Können Sie Überstunden ausgleichen, wann Sie es wollen?

Können Sie sich auf die Planung Ihrer Arbeitszeit verlassen?

Haben Sie den Eindruck, dass Ihre Bedürfnisse bei Ihrer Arbeitszeitplanung

berücksichtigt werden?

Kommt es vor, dass Ihre Arbeit durch unerwünschte

Unterbrechungen gestört wird?

Fühlen Sie sich in der Arbeit gehetzt, haben Sie Zeitdruck?

Kommt es vor, dass Sie, um Ihr Arbeitspensum zu schaffen,

Abstriche bei der Qualität der Arbeit machen müssen?

Verlangt Ihre Arbeit von Ihnen, dass Sie Ihre Gefühle verbergen?

Kommt es vor, dass Sie in der Arbeit von Dritten

herablassend/unwürdig behandelt werden?

Einfluss-/

Gestaltungsmöglichkeiten

Informationsfluss

Führungsqualität

Betriebskultur

Kollegialität/

soziales Klima

Sinnvolle Arbeit

Arbeitszeit

Arbeitsintensität

Emotionale

Anforderungen

Ressourcen

Belastungen


Müssen Sie körperlich schwer arbeiten (z. B. schwer heben,

tragen, stemmen)?

Werden Sie durch Ihre Arbeit einseitig körperlich belastet

(z. B. ständiges Stehen)?

Sind Sie an Ihrem Arbeitsplatz Lärm, lauten Umgebungsgeräuschen

ausgesetzt?

Kommt es vor, dass Sie Angst um Ihre berufliche Zukunft haben? Sicherheit

Wenn Sie an Ihre Arbeitsleistung denken, halten Sie Ihr

Einkommen für angemessen?

Entspricht Ihr Einkommen ungefähr Ihren Bedürfnissen?

Und wie schätzen Sie Ihre Rente aus Ihrer beruflichen Tätigkeit

ein?

9

Körperliche

Anforderungen/

Umgebungsbedingungen

Einkommen

Einkommen/

Sicherheit

Das so konzipierte Beurteilungsschema führt allerdings dazu, dass die Anzahl der

Antwortalternativen entweder 10 oder 13 beträgt (Prümper & Richenhagen, 2009)

und somit bei den 31 Items nicht identisch ist, da einmal neben den zwei Kategorien

„in sehr hohem Maß“ und „in hohem Maß“ die restlichen 2 Ratingstufen („in geringem

Maß“ sowie „gar nicht“) in vier Antwortkategorien aufgeteilt sind (vgl. Abb. 1.1, oben)

oder aber mit Ausnahme der Antwortstufe „nie“ die übrigen 3 Ratingkategorien jeweils

vier Antwortkategorien aufweisen (vgl. Abb. 1.1, unten).

Abb. 1.1 Oben ein Beispiel für ein Item mit 10 Antwortkategorien (2 x 4 + 2) und

unten ein Beispiel für ein Item mit 13 Antwortkategorien (3 x 4 + 1)

Trotz der unterschiedlichen Antwortformate kann der jeweils resultierende Itemwert

numerisch durchgängig sieben verschiedene Ausprägungen annehmen (vgl. Tab.

1.2).


Tab. 1.2 Skalenwerte des DGB-Index

Skalenwert Ressourcen Belastungen Einkommen/Sicherheit

0,00

16,66

33,33

50,00

66,70

Keine Ressource und

sehr belastend

Keine Ressource und

belastend

Keine Ressource und

etwas belastend

Keine Ressource und

nicht belastend

In geringem Maß und

nicht belastend

83,30 In hohem Maß

100,00 In sehr hohem Maß

10

Sehr starke Belastung

Starke Belastung

Mäßige Belastung

Tritt in sehr hohem Maß

auf und nicht belastend

Tritt in hohem Maß auf

und nicht belastend

Tritt in geringem Maß

auf und nicht belastend

Belastungsrisiko tritt

nicht auf

Nicht/gerade ausreichend und

sehr belastend

Nicht/gerade ausreichend und

belastend

Nicht/gerade ausreichend und

etwas belastend

Nicht ausreichend und nicht

belastend

Gerade ausreichend und nicht

belastend

In hohem Maß/vollkommen

ausreichend

In sehr hohem Maß/gutes

Leben möglich

Das zur Einordnung der jeweils erhaltenen Befragungsergebnisse zur Verfügung

stehende Interpretationsschema basiert ausschließlich auf inhaltlichen Überlegungen.

So korrespondieren von den Beschäftigten als ressourcenfrei und sehr belastend

beschriebene Arbeitsbedingungen mit Index-Werten von kleiner 50, die folglich

„schlechte Arbeit“ anzeigen, da hier erheblicher Bedarf an einer sich an den Kriterien

menschengerechter Arbeit orientierenden Gestaltung besteht. Geben die Beschäftigten

an, nicht oder nur in geringem Umfang über Ressourcen zu verfügen, resultieren

Index-Werte zwischen 50 und 80, die auf „mittelmäßige Arbeit“ hinweisen, weil die

Entwicklungsförderlichkeit der Arbeit weiter auf- bzw. ausgebaut werden muss. Index-Werte

von über 80 kennzeichnen „gute Arbeit“, die sich dadurch auszeichnet,

dass Ressourcen in hohem oder sogar sehr hohem Maß verfügbar sind.

1.3 Vorliegende Untersuchungen zu den Messeigenschaften

des DGB-Index

Die Bestimmung der Zuverlässigkeit des DGB-Index erfolgte auf der Ebene der Dimensionen

jeweils über die Berechnung der Trennschärfe und inneren Konsistenz

(Cronbach Alpha) und zwar separat für die Jahre 2007 bis 2009 (Fuchs, 2010b). In

diesem Rahmen überrascht allerdings, dass derart gewonnene Reliabilitätsangaben

für sämtliche 15 Dimension vorliegen, d. h. auch für die Skalen Kreativität, Aufstiegschancen,

Kollegialität, sinnvolle Arbeit sowie Sicherheit, die jeweils nur aus einem

Item bestehen und bei denen sich somit weder die korrigierte Trennschärfe noch

Cronbachs Alpha sinnvoll bestimmen lässt. Bei den übrigen 10 Dimensionen überschreitet

die mittlere Trennschärfe durchgängig den hier empfohlenen Grenzwert von

0.20 deutlich (Fuchs, 2010b). Somit lässt sich über die Items zwischen Beschäftigten

mit hoch und niedrig ausgeprägten Dimensionswerten gut differenzieren. Weiterhin


11

spricht Cronbachs Alpha, das durchgängig Werte von über 0.85 annimmt, für eine

geringe itemspezifische Varianz.

Die inhaltliche Homogenität der zur Erfassung der Ressourcen, Belastungen und des

Einkommens sowie der beruflichen Zukunftssicherheit vorhandenen Items wurde jeweils

in getrennten explorativen Faktorenanalysen bestimmt, wobei Angaben zu dem

durch die faktorenanalytische Lösung aufgeklärten Varianzanteil fehlen. Für die dem

Bereich Ressourcen zugehörigen Items ließ sich eine 3-faktorielle Struktur identifizieren

mit den Faktoren Betriebs- und Führungskultur (8 Items), Einflussmöglichkeiten

auf Arbeitszeit/Arbeitsmenge (5 Items) sowie Qualifizierungs- und Entwicklungschancen

(5 Items). Bei den 8 belastungsbezogenen Items konnte ebenfalls eine

3-faktorielle Lösung mit den Dimensionen Arbeitsintensität (3 Items), körperliche Anforderungen

und Umgebungsbelastungen (3 Items) sowie emotionale Belastungen (2

Items) extrahiert werden. Dagegen laden alle vier inhaltlich die Arbeits- und Einkommensbedingungen

beschreibenden Items nur auf einem Faktor. Legen auch die im

Rahmen der durchgeführten Faktorenanalysen gewonnenen Ergebnisse nahe, die

Anzahl der Dimensionen des DGB-Index etwa auf die Hälfte zu reduzieren, so unterblieb

bisher jedoch eine Überprüfung der dem Verfahren von seiner theoretischen

Konzeption zu Grunde gelegten Struktur etwa über eine konfirmatorische Faktorenanalyse.

Zur weiteren Aufklärung der Gültigkeit des Befragungsinstruments erfolgte die Untersuchung

der zwischen der wahrgenommenen Qualität der Arbeit, positiven bzw. negativen

Emotionen, der Zufriedenheit sowie dem über die Freiburger Beschwerdeliste

ermittelten gesundheitlichen Empfinden bestehenden Kovariationen. Die Ergebnisse

belegen einen starken Zusammenhang zwischen der Anzahl unmittelbar nach

der Arbeit auftretender gesundheitlicher Beeinträchtigungen sowie der Qualität der

Arbeit, wobei jedoch Angaben zum numerischen Niveau der Korrelationen fehlen.

Weiterhin besteht offenbar zwischen der Art der Beschwerden und der Arbeitsqualität

eine hohe Abhängigkeit. Allerdings finden sich hier erneut keine quantitativen Informationen

zu den Korrelationen. Die von den Befragten zu ihrer zukünftigen Arbeitsfähigkeit

abgegebenen Prognosen zeigen – wie sich aus den dazu vorliegenden Befunden

ergibt – einen engen Zusammenhang zur Einschätzung des aktuellen eigenen

Gesundheitszustandes, ohne dass dies aber genauer quantifiziert wird. Weiterhin

geht eine positive Beschreibung der Arbeits- und Entgeltbedingungen mit der Erwartung

einher, das Rentenalter gesund erreichen zu können. Beschäftigte, bei denen

der DGB-Gesamtindex Werte von über 80 annimmt, äußern vermehrt mit ihrer

Arbeit zufrieden zu sein und lassen sich als stabil bzw. progressiv zufrieden charakterisieren,

d. h. sie halten weitere arbeitsbezogene Verbesserungen für vorstellbar

und sind auch bereit, sich dafür einzusetzen. Bei als „mittelmäßig“ erlebten Arbeitsbedingungen

treten vermehrt Resignation sowie konstruktive und fixierte Unzufriedenheit

auf, die bei „schlechter“ Arbeit dann dominieren. Darüber hinaus führt eine

hohe Arbeitsqualität – wie die Befragungsergebnisse demonstrieren – zu einer starken

Bindung an den Betrieb und damit nur zu einem gering ausgeprägten Wunsch

nach einem Wechsel des Arbeitgebers.

Von den 31 im Rahmen einer multiplen Regressionsanalyse als Prädiktoren zur Vorhersage

der selbst eingeschätzten Arbeitsfähigkeit verwendeten Items des DGB-

Index konnte für die Variable „nicht/in geringem Maß körperliche Schwerarbeit“ das

größte Gewicht ermittelt werden. Bei der Prognose sowohl stabiler Zufriedenheit als


12

auch der Absicht im Unternehmen zu bleiben erreicht der Regressionskoeffizient des

Items „nicht/in geringem Maß widersprüchliche Anforderungen“ jeweils maximale

Ausprägung. Daneben besteht zwischen der Höhe des Gesamtindex und der bei

verschiedenen Berufsgruppen auftretenden Anzahl von Arbeitsunfähigkeitstagen

(AU-Tage) ein negativer Zusammenhang, d. h. mit zunehmender Qualität der Arbeit

verringert sich die Zahl der AU-Tage.

Insgesamt erscheinen die berichteten Abhängigkeiten plausibel und nachvollziehbar.

Allerdings bleibt zu bedenken, dass bei den hier vorliegenden großen Stichprobenumfängen

selbst marginale Zusammenhänge statistisch gegen den Zufall zu sichern

sind, so dass sich ohne Kenntnis der Höhe der Korrelationen die berichteten Ergebnisse

abschließend nicht beurteilen lassen.

1.4 Kritik am DGB-Index

Der Aufbau und die Konzeption des DGB-Index sind nicht unwidersprochen geblieben.

Die Kritik richtete sich einmal gegen die Uneinheitlichkeit der verwendeten Skalierungen

und zum anderen gegen die unzureichende Transparenz bei der Gewichtung

der Teilindizes, da die subjektive Bewertung der Einkommenssituation deutlich

stärker in den Gesamtindex eingeht, als die Einschätzung der bei der Arbeit vorhandenen

Ressourcen und Belastungen (Prümper & Richenhagen, 2009). Weiterhin

wurde eingewendet, dass nicht oder nicht allein im Einflussbereich der Unternehmen

liegende Sachverhalte erfragt werden, wohingegen Merkmale, die von den Beschäftigten

steuerbar sind (z. B. Teilnahme an Weiterbildungsmaßnahmen) keine Berücksichtigung

finden (Breutmann, 2010). Daneben wird bemängelt, dass der DGB-Index

keine Aussagen zum Messobjekt und der Zuverlässigkeit der erhobenen Daten

macht, d. h. unklar lässt, ob zwischen den Beschäftigten oder unterschiedlichen Arbeitsbedingungen

bestehende Unterschiede in der Qualität der Arbeit erfasst werden

(Sandrock & Stowasser, 2010). Konnten auch bereits einige der genannten Einschränkungen

beseitigt werden, so ist dennoch eine Überprüfung des gesamten

Itemkatalogs und des Aufbaus des Index angekündigt (Fahimi et al., 2010).


2 Untersuchung der Messeigenschaften des

DGB-Index

13

Die bisher zum DGB-Index vorhandenen Zuverlässigkeitsprüfungen geben primär

Auskunft darüber, in welchem Maß das Verfahren zwischen Beschäftigten, die die

Qualität ihrer Arbeit als hoch, von solchen die sie als niedrig wahrnehmen, differenziert.

Die aktuelle Berichterstattung zum DGB-Index zielt jedoch nicht auf personen-,

sondern bedingungsbezogene Aussagen, da auf Grundlage der Befragungsergebnisse

z. B. Verbesserungen der Arbeit erreicht werden sollen. Prinzipiell ist damit

einmal zu prüfen, wie reliabel der DGB-Index zwischen verschiedenen Belastungsbedingungen

zu trennen erlaubt und zum anderen, ob das Befragungsinstrument den

Kriterien der Sensitivität und Diagnostizität genügt. Ein Verfahren gilt nach DIN EN

ISO 10075-3 als sensitiv, wenn es zwischen unterschiedlichen Belastungsniveaus

und als diagnostisch, wenn es zwischen verschiedenen Belastungsarten zu differenzieren

gestattet. Weiterhin bleibt zu berücksichtigen, dass die von einem Verfahren

mindestens zu erreichende Zuverlässigkeit vom jeweiligen Zweck der Messung abhängt,

also davon, ob eine Orientierungs- (r ≥ 0.70), Übersichts- (r ≥ 0.80) oder Präzisionsmessung

(r ≥ 0.90) beabsichtigt ist (vgl. DIN EN ISO 10075-3).

2.1 Zuverlässigkeit von Messwerten

Allgemein beschreibt die Reliabilität das Ausmaß der bei mehrfachem Einsatz eines

Messverfahrens in den erhaltenen Ergebnissen bestehenden (In)-Konsistenz (Brennan,

2001a). Da jede Messung der Ausprägung eines Merkmals (z. B. die Qualität

der Arbeit) fehlerbehaftet ist, wird in der Regel zur Erhöhung der Genauigkeit ein

Durchschnittswert über eine zuvor festgelegte Teilmenge von Messbedingungen berechnet,

als Schätzung für den sich bei Mittelung über sämtliche Bedingungen ergebenden

„idealen“ Messwert. Die Bestimmung der Zuverlässigkeit verlangt dementsprechend

eine genaue Beschreibung der vorgesehenen Messwiederholungen sowie

eine Spezifikation des der Datenerhebung jeweils zugrunde liegenden Versuchsplans,

wobei sich in diesem Rahmen als Grundlage die so genannte Generalisierbarkeitstheorie

(G-Theorie) anbietet.

Die G-Theorie basiert auf der Annahme, dass ein konkreter, immer nur unter ganz

bestimmten Bedingungen (z. B. an einer Person eines bestimmten Alters, mit einer

bestimmten Berufsausbildung) erhobener Messwert sich dennoch auf andere, ähnliche

Bedingungen (Personen anderen Alters etc.) verallgemeinern lässt, da er als

repräsentativ für das Universum von Messungen gilt, die an dem jeweiligen Messobjekt

durchführbar sind. Die G-Theorie unterstellt somit, dass die Messung eines

Merkmals (z. B. die Qualität der Arbeit) eine Stichprobe aus der Gesamtheit aller

denkbaren Messungen darstellt, dem Universum zulässiger Beobachtungen, das die

möglichen Kombinationen von Bedingungen umfasst, unter denen das betreffende

Merkmal (etwa die Qualität der Arbeit) beobachtet und von denen ein Einfluss auf die

Messwertvariabilität vermutet werden kann. Dabei bilden alle Bedingungen derselben

Art (z. B. unterschiedliche Ausbildungen) eine Facette (Beruf). Die ideale Basis für

Aussagen über die Ausprägung eines Merkmals stellt dabei der Universalwert dar,

also der Mittelwert (z. B. für eine Belastungssituation) aus den unter sämtlichen Fa-


14

cetten (z. B. Geschlecht, Alter etc.) und Bedingungen vorgenommen Messungen, der

sich allerdings empirisch nicht ermitteln lässt. Eine auf der G-Theorie basierende

Auswertung gibt jedoch Aufschluss darüber, wie gut von einer konkreten Messung

auf den Universalwert zurückzuschließen ist (Brennan, 2001b).

Insgesamt verlangt eine an der G-Theorie orientierte Analyse der Zuverlässigkeit von

Messwerten die Durchführung einer G- und D-Studie (Generalizability Study, Decision

Study). Die G-Studie versucht – ausgehend von den zu erwartenden unterschiedlichen

Verfahrensanwendungen – möglichst umfassende Informationen über die zur

Variation der Messwerte beitragenden Einflussgrößen zu gewinnen. Dabei sollte die

das Messobjekt repräsentierende Facette (z. B. eine Belastungssituation) deutlich

zur Messwertvariabilität beitragen, da die hier zwischen den Bedingungen (z. B. unterschiedliche

Belastungssituationen) bestehenden Merkmalsunterschiede (z. B. in

der Qualität der Arbeit) interessieren. Dementsprechend dürfte auf die übrigen, den

Messfehler konstituierenden Facetten (z. B. Alter, Geschlecht, Items etc.) – im Idealfall

– nur ein vernachlässigbar geringer Anteil der Messwertvarianz zurückgehen. In

der sich anschließenden D-Studie finden dann nur noch die im Rahmen der G-Studie

als substanziell zur Messwertvariabilität beitragend identifizierten Fehlerfacetten Berücksichtigung.

Insgesamt gibt eine D-Studie für den konkret vorgesehenen Untersuchungszweck

Aufschluss über die optimale, d. h. Fehlereinflüsse minimierende Gestaltung

des Verfahrenseinsatzes.

Auf Basis der Messwerte lassen sich einmal so genannte relativ Entscheidungen treffen,

bei denen ausschließlich z. B. die auf die Qualität der Arbeit bezogene Rangreihe

von Belastungssituationen interessiert, um etwa festzustellen, ob sich eine Situation

– im Vergleich zu anderen – durch eine höhere Qualität der Arbeit auszeichnet.

Daneben gehen absolute Entscheidungen ausschließlich von der erreichten Höhe

des einzelnen Messwerts aus, wenn zum Beispiel zu prüfen ist, ob ein auf die Qualität

der Arbeit bezogener Grenzwert über- oder unterschritten wird. Mit dem relativen

und absoluten G-Koeffizienten stehen dabei zwei reliabilitätsähnliche Parameter zur

Verfügung, die auf einer Skala von 0 bis 1 anzeigen, wie gut auf Basis der jeweiligen

Messwerte die verschiedenen Merkmalsausprägungen der Messobjekte relativ zu

anderen oder absolut in der Grundgesamtheit zu lokalisieren sind.

Die im Rahmen der G-Theorie vorgesehene Zerlegung der Messwertvarianz in einzelne

durch die jeweiligen Facetten bedingten Anteile erfolgt mit Hilfe der Methode

der Varianzanalyse (ANOVA) über eine Varianzkomponentenschätzung. Dabei ist

zunächst eine Spezifikation des varianzanalytischen Modells vorzunehmen, d. h.

festzulegen, welche der einbezogenen Facetten als fester bzw. zufälliger Effekt zu

behandeln sind. Bei einem festen Effekt, der z. B. dann vorliegt, wenn die Bedingungen

einer Facette (z. B. weiblich, männlich) die zugehörige Grundgesamtheit (Geschlecht)

erschöpfend repräsentieren, haben die Messergebnisse nur für die konkret

berücksichtigten und nicht auch für andere, ähnliche Bedingungen Gültigkeit. Stellen

die Bedingungen einer Facette dagegen eine Zufallsstichprobe aus einer Grundgesamtheit

dar (random Effekt), lassen sich die erhaltenen Befunde auf weitere, der

Population zugehörige ähnliche Bedingungen verallgemeinern (z. B. andere Personen).

Eine auf der G-Theorie basierende Auswertung hat insgesamt den Vorteil an

keinerlei Verteilungsvoraussetzungen (z. B. Normalverteilung) gebunden zu sein.


15

2.2 Vorüberlegungen zur Reliabilitätsprüfung

Da subjektive Einschätzungen – wie vielfach nachgewiesen (z. B. Podsakoff et al.,

2003) – durch die jeweiligen individuellen Stimmungen, Einstellungen, kognitiven

Verarbeitungsprozesse, Dispositionen sowie von der Tendenz sozial erwünscht zu

antworten, beeinflusst sein können, setzt eine Reliabilitätsprüfung des DGB-Index mit

den Arbeitsbedingungen als Messobjekt allgemein von den Befragten unabhängig

erhobene Daten zur Höhe und Art der mit der jeweils ausgeübten Tätigkeit verbundenen

Belastung voraus (z. B. Rau et al., 2010). Derartige Informationen stehen allerdings

für die Untersuchung der Zuverlässigkeit des DGB-Index nicht zur Verfügung.

Um dennoch erste Hinweise auf die bedingungsbezogene Zuverlässigkeit des

DGB-Index zu erhalten, erscheint als Messobjekt der Beruf nicht ungeeignet. So

werden allgemein als Beruf „…die auf Erwerb gerichteten, charakteristischen Kenntnisse

und Fertigkeiten sowie Erfahrungen erfordernden und in einer typischen Kombination

zusammenfließenden Arbeitsverrichtungen verstanden, durch die der Einzelne

an der Leistung der Gesamtheit im Rahmen der Volkswirtschaft mitschafft."

(Statistisches Bundesamt, 1992). Damit lassen sich zwischen den durch ihre Verrichtungskombinationen

sowie die personalen Fertigkeiten und Erfahrungen charakterisierten

Berufen belastungsbezogene Unterschiede durchaus erwarten. Allerdings

bleibt zu bedenken, dass der Befragte möglicherweise den angegeben Beruf aktuell

nicht ausübt und einer anderen Tätigkeit nachgeht. Darüber hinaus könnte in den

Beurteilungen eventuell auch nur das Selbstbild der jeweiligen Berufsgruppe zum

Ausdruck kommen (Nachreiner, 2008). Weiterhin sind bei identischen Berufen Abweichungen

in den konkret gegebenen Arbeitsbedingungen nicht auszuschließen

(Nachreiner, 2008). Für die anstehende Reliabilitätsprüfung lässt sich somit erwarten,

dass die auf das jeweilige berufstypische Aufgaben– und Tätigkeitsspektrum

zurückzuführende Variabilität in den Einschätzungen der Qualität der Arbeit eher

klein und von einem hohen Störvarianzanteil überlagert sein wird. Die hier verwendete

Klassifikation der Berufe folgt der Systematik des statistischen Bundesamtes, wobei

als Gliederungsebene die Berufsabschnitte gewählt wurden (vgl. Tab. 2.1), die

solche Berufe umfassen, „die sich im Wesen der Berufsaufgabe, in der Berufstätigkeit,

in der Art des verarbeiteten Materials oder in anderer Hinsicht ähneln.“ (Statistisches

Bundesamt, 1992, S. 13) – ein Differenzierungsgrad der auch anderen Erhebungen

wie etwa dem Unfallverhütungsbericht Arbeit (Bundesministerium für Arbeit

und Sozialordnung, 2007) zu Grunde liegt.

Darüber hinaus verlangt die Durchführung der so genannten G-Studie weitere Überlegungen

zu den vermutlich Einfluss auf eine Messung habenden und den Messfehler

konstituierenden Facetten. Wenn es auch zunächst nahe liegt, die vier Messzeitpunkte

als Facette mit zu berücksichtigen, um Hinweise auf die zeitliche Stabilität der

Messwerte zu erhalten, so erscheint ein derartiges Vorgehen hier nicht sinnvoll, da

die Arbeitsbedingungen zwischen 2007 und 2010 kaum gleich geblieben sein dürften

und sich somit nicht entscheiden lässt, ob Fluktuationen der Messwerte auf zeitliche

Instabilitäten der Messungen hinweisen oder einen Wandel der Arbeitsbedingungen

anzeigen. Dementsprechend werden die G-Studien für jeden der vier Messzeitpunkte

getrennt vorgenommen.

Als relevante Fehlereinflussgrößen können einmal die Items des DGB-Index gelten,

in denen sich die Qualität der Arbeit möglicherweise nicht in vergleichbarem, sondern

unterschiedlichem Ausmaß zeigt (Fehlerfacette 1: Item – I). Dabei muss jedoch be-


16

achtet werden, dass die Items inhaltlich in Dimensionen gegliedert sind, die in der

Erfassung der Qualität der Arbeit eventuell ebenfalls differieren und somit eine weitere

zu berücksichtigende Fehlerfacette repräsentieren (Fehlerfacette 2: Dimension –

D). Aus demselben Grund sind auch die sich aus den Dimensionen zu bildenden

Teilindizes als Facette in die Auswertung einzubeziehen (Fehlerfacette 3: Teilindex –

T). Weiterhin lassen sich Geschlechtsunterschiede – wie zum DGB-Index vorhandene

Studien nahe legen (DGB-Index Gute Arbeit 2008) – nicht ausschließen, die damit

auch eine potenzielle Fehlerfacette repräsentieren (Fehlerfacette 4: Geschlecht – G).

Berechtigen auch bisher vorliegende Befunde zu der Vermutung, dass die zwischen

der eingeschätzten Qualität der Arbeit und dem Alter der Beschäftigten bestehenden

Abhängigkeiten nicht sehr stark ausgeprägt sind (Fuchs, 2010b), kann allerdings ein

Einfluss des Alters grundsätzlich nicht ausgeschlossen werden, so dass diese Variable

als Fehlerfacette ebenfalls mit in die Analyse eingeht (Fehlerfacette 5: Alter –

A).

Die Wahl der Altersgruppen orientiert sich ebenfalls an dem vom Bundesministerium

für Arbeit und Sozialordnung (BMAS) herausgegebenen Bericht Sicherheit und Gesundheit

bei der Arbeit (BMAS, 2007), in dem zwischen Jüngeren (< 45 Jahre) und

Älteren (> 45) unterschieden wird. Schließlich hängen die Messergebnisse auch vom

individuellen Urteilsverhalten, also dem jeweiligen Skalengebrauch der befragten

Personen mit ab, die somit eine weitere Fehlerfacette bilden (Fehlerfacette 6: Person

– P).

Die insgesamt 6 Facetten lassen sich jedoch nicht gemeinsam varianzanalytisch

auswerten. So umfassen einige der 15 Dimensionen nur ein einzelnes Item, für die

sich somit keine Varianzen schätzen lassen. Damit muss für diese Facette eine separate

Auswertung erfolgen. Eine Analyse, die neben dem Alter und Geschlecht die

Items zusammen mit den Teilindizes berücksichtigt, verbietet sich allerdings auch, da

die Items dann mit einem falschen Gewicht in die Teilindizes eingehen würden. Folglich

muss für jede Aggregationsebene des DGB-Index (Items, Dimensionen, Teilindizes)

eine getrennte Auswertung vorgenommen werden. In die im Rahmen der

G-Studie anzusetzenden 5-faktoriellen varianzanalytischen Modelle gehen somit neben

dem Messobjekt „Berufsabschnitt“ als Fehlerfacetten das Alter und Geschlecht,

die Personen sowie weiterhin entweder die Items oder die Dimensionen oder die

Teilindizes mit ein. Die Untersuchung prüft somit, ob auf Item- und Dimensionsebene

jeweils eine ressourcen-, belastungs- und einkommens-/sicherheitsbezogene Differenzierung

von Berufsabschnitten mit dem Befragungsverfahren zuverlässig vorgenommen

werden kann sowie – über die Teilindizes – in welchem Maß der DGB-

Gesamtindex eine reliable Trennung verschiedener Berufsabschnitte zulässt.

Die Anordnung der Facetten führt formal zu einem hierarchischen varianzanalytischen

Modell mit einer Schachtelung der Personen (P) unter die Bedingungen der

Facetten Beruf, Geschlecht und Alter (P:BGA), da ein Befragter immer nur einer Altersgruppe,

einem Geschlecht sowie einer Berufsgruppe angehören kann. Alle übrigen

Facetten sind vollständig miteinander gekreuzt, d. h. hier existieren Daten zu

allen möglichen Kombinationen der Facetten untereinander: so liegen für jeden Beruf

Einschätzungen aller Items bzw. Dimensionen bzw. Teilindizes, Urteile von Jungen

und Alten sowie von Frauen und Männern vor.


Tab. 2.1 Berufsabschnitte

Schlüssel

Bezeichnung

0 Arbeitssuchend, keine Angaben

17

Ia Berufe in der Land-, Tier-, Forstwirtschaft und im Gartenbau

IIa Bergleute, Mineralgewinner

IIIa Berufe in der Steinbearbeitung und Baustoffherstellung

IIIb Keramik- und Glasberufe

IIIc Chemie- und Kunststoffberufe

IIId Berufe in der Papierherstellung, Papierverarbeitung und im Druck

IIIe Berufe in der Holzverarbeitung, Holz- und Flechtwarenherstellung

IIIf Berufe in der Metallerzeugung und -bearbeitung

IIIg Metall- und Maschinenbau und verwandte Berufe

IIIh Elektroberufe

IIIi Montierer/Montiererinnen und Metallberufe anderweitig nicht genannt

IIIk Textil- und Bekleidungsberufe

IIIl Berufe in der Lederherstellung sowie der Leder- und Fellverarbeitung

IIIm Ernährungsberufe

IIIn Hoch- und Tiefbauberufe

IIIo Ausbauberufe, Polsterer/Polsterinnen

IIIp Berufe in der Holz- und Kunststoffverarbeitung

IIIq Maler/innen, Lackierer/innen und verwandte Berufe

IIIr Warenprüfer/innen, Versandfertigmacher/innen

IIIs Hilfsarbeiter/innen ohne nähere Tätigkeitsangabe

IIIt Maschinisten/Maschinistinnen und zugehörige Berufe anderweitig nicht genannt

IVa Ingenieure/Ingenieurinnen, Chemiker/innen, Physiker/innen, Mathematiker/innen

IVb Techniker/innen und technische Sonderfachkräfte

Va Warenkaufleute

Vb Dienstleistungskaufleute und zugehörige Berufe

Vc Verkehrsberufe

Vd Organisations-, Verwaltungs- und Büroberufe

Ve Ordnungs- und Sicherheitsberufe

Vf Schriftwerkschaffende, -ordnende und künstlerische Berufe

Vg Gesundheitsdienstberufe

Vh

Sozial- und Erziehungsberufe anderweitig nicht genannt und naturwissenschaftliche

Berufe

Vi Sonstige Dienstleistungsberufe

VIa Sonstige Arbeitskräfte

Die drei Facetten Geschlecht, Dimensionen und Teilindizes gehen als feste Effekte in

die Auswertung ein, weil einmal die beiden Bedingungen der Facette Geschlecht


18

(Frauen, Männer) die zugehörige Grundgesamtheit erschöpfend abbilden und zum

anderen eine Verallgemeinerung einer Messung mit dem DGB-Index auf andere als

die theoretisch abgeleiteten und den Index charakterisierenden 15 Dimensionen und

drei Teilindizes nicht beabsichtigt ist. Die restlichen Facetten lassen sich als jeweils

als zufälliger Effekt behandeln. Danach repräsentieren die Berufe eine Zufallsstichprobe

aus der Gesamtmenge der Berufsabschnitte, die Altersgruppen eine Zufallsstichprobe

aus der Gesamtheit der denkbarer Altersklassifizierungen in jung und alt,

die Items eine Zufallsstichprobe aus der Grundgesamtheit der zur Erfassung der

Qualität der Arbeit geeigneten Items und die Befragten eine Zufallsstichprobe aus

der Population der befragungsbereiten Haushalte des Access-Panels von TNS Infratest.

Insgesamt hängt die Aussagefähigkeit einer auf der G-Theorie basierenden Analyse

wesentlich von der Genauigkeit der für die einzelnen Facetten erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen

ab, die – insbesondere bei einer geringen Zahl einbezogener

Bedingungen – Instabilitäten zeigen können (Smith, 1978), ein Problem, das

allerdings nicht nur bei G-theoretisch angelegten Auswertungen, sondern bei allen

auf Varianzkomponenten beruhenden Modellen besteht. Mit derartigen Schwierigkeiten

ist jedoch dann deutlich weniger zu rechnen, wenn die Schätzung der Varianzkomponenten

für Durchschnittswerte, also über sämtliche Facetten und deren Bedingungen

gemittelte Messwerte erfolgt.


19

3 Ausgangsdatenbasis

Zur Überprüfung der Messeigenschaften des DGB-Index stehen insgesamt 4 in den

Jahren 2007, 2008, 2009 und 2010 erhobene Kollektive mit einem Umfang von 6972,

6835, 7930 und 4150 Befragten zur Verfügung. Die Stichproben wurden aus dem

Access-Panel von TNS Infratest TPI gezogen, einer repräsentativen Großstichprobe

von grundsätzlich befragungsbereiten Haushalten. Die Befragungen erfolgten auf

schriftlich-postalischem Weg. Zu jedem Teilnehmer liegen – allerdings nicht immer

vollständig (vgl. Tab. 3.1) – die aus den Ratings jeweils resultierenden Skalenwerte

der 31 Items, der 15 Dimensionen, der 3 Teilindizes, der Wert des Gesamtindex sowie

weitere Angaben wie Alter, Geschlecht, Beruf, Branche, Einkommenshöhe, Umfang

der Arbeitszeit (Ganztags-, Halbtagskraft) etc. vor.

Tab. 3.1 Anzahl befragter Personen pro Jahr und Befragte mit vollständigen

Werten

Jahr

Anzahl

Befragte

Befragte mit vollständigen Werten

Items Dimensionen Teilindizes

2007 6972 4289 5484 6818

2008 6835 4308 5203 6548

2009 7930 5050 6132 7764

2010 4150 2553 3188 4055


20

4 Auswertung für das Jahr 2007

4.1 Auswertung auf der Ebene der Items

Das zur Bestimmung der Messeigenschaften des DGB-Index vorgesehene Auswertungsprogramm

GENOVA (Crick & Brennan, 1982) setzt allgemein so genannte balancierte

Designs voraus, die einmal vollständige Datensätze sowie für jede Stufe

einer geschachtelten Facette konstante Stichprobengrößen verlangen. Von den im

Jahr 2007 befragten 6972 Personen haben insgesamt 4289 Teilnehmer sämtliche 31

Items des DGB- Index beantwortet (vgl. Tab. 4.1) – 2373 Männer (55.3 %) und 1916

Frauen (44.7 %) bzw. 2799 Jüngere (65.2 %) und 1490 Ältere (34.8 %).

Tab. 4.1 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 1456 33.9 917 21.4 2373 55.3

Weiblich 1343 31.3 573 13.4 1916 44.7

Summe 2799 65.2 1490 34.8 4289 100.0

Basierend auf der so erhaltenen Teilgruppe gingen in die anschließend durchgeführte

G-Studie – um den Designanforderungen zu entsprechen und den Datensatz möglichst

gut auszuschöpfen – neun Berufsabschnitte sowie für jede Kombination der

Facetten Alter und Geschlecht die Messwerte von 11 zufällig ausgewählten Befragten

(N = 9 ∗ 2 ∗ 2 ∗ 11 = 396) ein. Wenn damit auch die Berufsabschnitte im eigentlichen

Sinne keine Zufallsstichprobe darstellen, lässt sich die Behandlung dieser Facette

als ein Random Effekt dennoch rechtfertigen, da die Berufsabschnitte grundsätzlich

gegen andere austauschbar und somit als eine Stichprobe aus einer größeren

Gesamtheit interpretierbar sind (siehe z. B. Shavelson et al., 1990).

4.1.1 Skala Ressourcen

Die mittlere Ausprägung der bei der Arbeit vorhandenen Ressourcen variiert in Abhängigkeit

der Berufe zwischen 51.2 (Vc: Verkehrsberufe) und 65.1 (IVb: Techniker,

technische Sonderfachkräfte). Dem Interpretationsschema des DGB-Index folgend

liegt somit bei allen Berufsabschnitten „mittelmäßige Arbeit“ vor (vgl. Abb. 4.1).


Abb. 4.1 Mittelwerte und Standardabweichungen für die einzelnen Berufsabschnitte

21

Dabei werden die betrieblich vorhandenen Aufstiegschancen (Item 4, Mittelwert:

41.2) am ungünstigsten und der gesellschaftliche Wert der Arbeit (Item 16, Mittelwert:

75.7) am besten beurteilt (vgl. Abb. 4.2).

Abb. 4.2 Mittelwerte und Standardabweichungen der ressourcenbezogenen Items

Die zwischen den Geschlechtern und Altersgruppen bestehenden Unterschiede in

den ressourcenbezogenen Einschätzungen bleiben kleiner als 10 % der Skalenbreite

des DGB-Index und können damit als vernachlässigbar gelten (Lind, 2009). Die im

Rahmen der G-Studie erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen belegen (vgl.

Tab. 4.2), dass nur drei Facetten substanziell zur Varianzaufklärung beitragen. So

bestehen – wie sich aus dem auf die Personen zurückgehenden Varianzanteil von

28.5 % ergibt – bedeutsame interindividuelle Unterschiede in den Einschätzungen

der jeweils gegebenen Ressourcen.


Tab. 4.2 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Ressourcen (Random

Effects: Berufsabschnitt, Alter, Person, Item; Fixed Effect: Geschlecht)

Varianzquelle df

22

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 22176.17 20.56 2.1

Geschlecht – G 1 1301.25 – 0.96 0.0

Alter – A 1 14.56 – 1.37 0.0

Person:BGA 360 6000.75 284.78 28.5

Item – I 18 27760.60 64.95 6.5

BG 8 7699.56 7.55 0.8

BA 8 4319.04 – 3.83 0.0

BI 144 1182.32 15.27 1.5

GA 1 1113.91 – 1.96 0.0

GI 18 1356.46 4.20 0.4

AI 18 1370.24 4.34 0.4

PI:BGA, Fehler 6480 589.95 589.95 59.1

BGA 8 4731.88 – 6.36 0.0

BGI 144 463.28 – 8.51 0.0

BAI 144 510.25 – 3.62 0.0

GAI 18 712.52 0.63 0.1

BGAI 144 650.40 5.50 0.6

Allerdings bleibt zu berücksichtigen, dass diese Komponente – durch die Schachtelung

der Befragten unter die Berufsabschnitte, Geschlechts- und Altersgruppen – alle

zwischen den 4 Facetten bestehenden Wechselwirkungen als Anteile untrennbar mit

enthält. Die Items – auf die 6.5 % der Varianz entfallen – erfassen die arbeitsbezogenen

Ressourcen folglich nicht in gleicher Weise. Den größten Varianzbeitrag –

nämlich 59.1 % – liefert die Wechselwirkung P∗I:BGA, die auf Inkonsistenzen der

Befragten bei der Beurteilung der Items hinweist, wobei dieser Anteil ebenfalls – bedingt

durch das hierarchische Design – sämtliche Interaktionskomponenten der 5

Facetten zusammen mit den Effekten aller weiteren unkontrollierten Störgrößen einschließt.

Insgesamt fällt auf, dass für das Alter und Geschlecht sowie die Interaktionen B∗A,

G∗A, B∗G∗A, B∗G∗I und B∗A∗I negative Varianzkomponenten resultieren. Die Ursache

können einmal Stichprobenfehler sein, wenn der wahre Wert einer Komponente

Null beträgt und die Schätzungen nur unwesentlich von Null abweichen (Shavelson &

Webb, 1981, 1991). Bei größeren negativen Werten – wie hier – liegt dagegen eher

eine Fehlspezifikation des varianzanalytischen Modells nahe, so dass ein reduziertes

varianzanalytisches Modell die Daten besser repräsentieren dürfte.

Dementsprechend berücksichtigt die D-Studie – die auf Basis desselben Datensatzes

vorgenommen wurde – neben dem Messobjekt „Berufsabschnitt“ (nB=9) nur noch

die Fehlerfacetten „Person“ (nP=44) und „Items“ (nI=19). Mit etwa zwei Prozent geht


23

auf das Messobjekt nur ein geringer Varianzanteil zurück (vgl. Tab. 4.3). Dagegen

tragen die Facetten Person und Items mit 28.9 % bzw. 6.9 % substanziell zur Varianzaufklärung

bei. Der mit 60.8 % größte Varianzanteil entfällt auf die Interaktion

P∗I:B, die neben den Interaktionen P∗I, P∗B und B∗P∗I zusätzlich alle weiteren Fehlereffekte

mit enthält.

Tab. 4.3 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Ressourcen (Datenbasis:

9 Berufsabschnitte, 44 Personen und 19 Items; vollständiges Random-

Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 22176.17 18.72 1.9

Person: B 387 5934.63 281.23 28.9

Item – I 18 27760.60 67.12 6.9

BI 144 1182.32 13.43 1.4

PI:B, Fehler 6966 591.25 591.25 60.8

Basierend auf den so erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen erfolgte anschließend

die Berechnung des relativen G-Koeffizienten, der ausschließlich die Fehlervarianzkomponenten

berücksichtigt, die Einfluss auf die relative Position oder

Rangordnung der Berufsabschnitte haben, also P:B, B∗I und P∗I:B (vgl. Abb. 4.3).

Die Höhe von Rho-Quadrat hängt insgesamt von der Größe der einzelnen Varianzkomponenten,

aber auch der Anzahl der Befragten und Items ab. Danach unterschreitet

die Reliabilität eines einzelnen Messwerts, d. h. die Bewertung eines Berufsabschnitts

durch einen Urteiler auf Grundlage eines Items mit 0.020 deutlich die

Mindestreliabilität von 0.70. Im Weiteren wurde daher der für eine Orientierungsmessung

(0.70 ≤ Rho < 0.80), ein Screening (0.80 ≤ Rho < 0.90) sowie eine Präzisionsmessung

(0.90 ≤ Rho) jeweils erforderliche Messwertumfang bestimmt. Ausgehend

von einer 19 Item Skala – wie im DGB-Index vorgesehen – ergibt sich eine Reliabilität

von 0.70 (Orientierungsmessung) bei einem Kollektiv von 43 Urteilern. Soll die

Skala für ein Screening (Rho ≥ 0.80) eingesetzt werden, ist eine Stichprobe von 79

und für Präzisionsmessungen (Rho ≥ 0.90) von 228 Personen notwendig.

2

ρ

=

σ

2

B

2

σ B

2

σ P:

B σ σ

+ + +

n n n ∗ n

P

2

2

B∗

I P∗I:

B

Abb. 4.3 Berechnung des relativen G-Koeffizienten (σ 2 B: Varianzkomponente der

Facette Berufsabschnitt, σ 2 P:B: Varianzkomponente der Facette Person

geschachtelt unter die Bedingungen der Facette Berufssabschnitt, σ 2 B*I:

Varianzkomponente der Wechselwirkung zwischen Berufsabschnitt und

Item, σ 2 P∗I:B: Wechselwirkung zwischen Person und Item geschachtelt unter

die Bedingungen der Facette Berufsabschnitt; nP: Anzahl der Befragten,

nI: Anzahl der Items)

I

P

I


24

Bei der Bestimmung der absoluten Messgenauigkeit setzt sich die Fehlervarianz aus

sämtlichen Varianzanteilen mit Ausnahme der für das Messobjekt ermittelten Komponente

zusammen (vgl. Abb. 4.4).

φ =

σ

2

B

2

σ B

2

2

σ P:

B σ I σ σ

+ + + +

n n n n ∗ n

P

I

2

2

B∗

I P∗I:

B

Abb. 4.4 Berechnung des absoluten G-Koeffizienten (σ 2 B: Varianzkomponente der

Facette Berufsabschnitt, σ 2 P:B: Varianzkomponente der Facette Person

geschachtelt unter die Bedingungen der Facette Berufsabschnitt, σ 2 I: Varianzkomponente

der Facette Item, σ 2 B*I: Varianzkomponente der Wechselwirkung

zwischen Berufsabschnitt und Item, σ 2 P∗I:B: Wechselwirkung

zwischen Person und Item geschachtelt unter die Bedingungen der Facette

Berufsabschnitt; nP: Anzahl der Befragten, nI: Anzahl der Items)

Dementsprechend verlangen Erhebungen, bei denen die absolute Messgenauigkeit

bedeutsam ist, einen etwas größeren Aufwand. Bei 19 Items wird ein Phi von 0.70

bei 83 Befragten erreicht und ein absoluter G-Koeffizient von 0.80 stellt sich bei 710

Urteilern ein. Präzisionsmessniveau ist mit einer solchen Itemzahl nicht zu erreichen.

4.1.2 Skala Belastungen

Bei der eingeschätzten Belastung ergibt sich erneut für Verkehrsberufe (Vc) mit 51.9

der niedrigste und für Techniker und technische Sonderfachkräfte (IVb) mit 69.2 der

höchste Mittelwert (vgl. Abb. 4.5).

Abb. 4.5 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Dabei wird insgesamt die Qualität der Arbeit in ihrem Niveau als mittelmäßig beurteilt

wird Ausgehend von den durchschnittlichen Itembeurteilungen (vgl. Abb. 4.6) resultiert

für den erlebten Zeitdruck (Item 2, Mittelwert: 46.8) der geringste und eine unwürdige

Behandlung durch Dritte (Item 5, Mittelwert: 69.9) der größte Mittelwert.

I

P

I


25

Abb. 4.6 Mittelwerte und Standardabweichungen der belastungsbezogenen Items

Ausgeprägte geschlechts- und altersbezogene Messwertunterschiede liegen nicht

vor. Die Ergebnisse der für die Items der Skala Belastungen durchgeführten G-

Studie sind in Tabelle 4.4 dargestellt.

Tab. 4.4 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Belastungen (Random

Effekt: Beruf, Alter, Person, Item; Fester Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 10647.92 14.75 1.1

Geschlecht – G 1 4207.64 – 2.70 0.0

Alter – A 1 22661.53 12.74 0.9

Person:BGA 360 3750.23 363.63 25.9

Item – I 7 29567.63 66.86 4.8

BG 8 4823.69 13.10 0.9

BA 8 2988.41 – 6.00 0.0

BI 56 3603.30 56.07 4.0

GA 1 3431.25 1.28 0.1

GI 7 3504.28 14.09 1.0

AI 7 625.44 – 2.58 0.0

PI:BGA, Fehler 2520 841.19 841.19 60.0

BGA 8 2559.01 – 14.16 0.0

BGI 56 855.61 – 1.83 0.0

BAI 56 1136.19 13.41 1.0

GAI 7 755.26 – 1.42 0.0

BGAI 56 895.94 4.98 0.4

Erneut binden die Facetten Berufsabschnitt sowie Alter und Geschlecht keine substanziellen

Varianzanteile. Auffällig sind wieder mit knapp 26 % die durch die Person

und mit 60 % die durch die Interaktion P∗I:BGA aufgeklärten Varianzanteile. Die für


26

die Facette Geschlecht sowie die Wechselwirkungen B∗A, A∗I, B∗G∗A, B∗G∗I und

G∗A∗I erhaltenen negativen Varianzkomponentenschätzungen legen auch hier nahe,

das varianzanalytische Auswertungsmodell zu reduzieren und neben dem Messobjekt

Berufsabschnitt als Fehlerfacetten nur noch die Personen und Items zu berücksichtigen.

Danach fällt mit 26.9 % die Varianzaufklärung durch die Urteiler sowie – mit einem

Varianzanteil von annährend 63 % – der Residualterm auf (vgl. Tab. 4.5), der neben

der Interaktion P∗I:B auch die Wirkung aller weiteren unkontrollierten systematischen

und unsystematischen Fehlereinflüsse enthält.

Tab. 4.5 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Belastungen (Datenbasis:

9 Berufsabschnitte, 44 Personen und 8 Items; vollständiges Random-

Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 10647.92 11.70 0.9

Person:B 387 3781.27 365.81 26.9

Item – I 7 29567.63 65.57 4.8

BI 56 3603.30 62.47 4.6

PI:B, Fehler 2709 854.82 854.82 62.8

Um einen relativen G-Koeffizienten von 0.70 – also die Mindestreliabilität zu erreichen

– ist es notwendig, die Anzahl der Items von 8 auf 16 zu erhöhen und eine

Stichprobe von mindestens 378 Urteilern vorzusehen. Die für ein Screening erforderliche

relative Zuverlässigkeit von 0.80 setzt dagegen z. B. 22 Items und ein Kollektiv

von 4736 Befragten oder 23 Items und 1929 Personen oder 24 Items und 1247 Urteiler

voraus. Soll Präzisionsmessniveau erreicht werden sind mindestens 49 Items

notwendig, die 15 268 Befragte einzuschätzen haben – eine unrealistisch hohe Anforderung.

Ein absoluter G-Koeffizient von 0.70 verlangt ebenfalls eine deutlich größere

Itemanzahl, nämlich 26 und ein Kollektiv von 4439 Befragten. Die für ein Screening

oder eine Präzisionsmessung erforderliche absolute Zuverlässigkeit von 0.80

bzw. 0.90 verlangt einen nicht mehr praktikablen Erhebungsaufwand. So ergibt sich

ein Phi von 0.80 erst bei 44 Items und einer Stichprobe von mehr als 25 000 Personen

bzw. eine absolute Reliabilität von 0.90 bei 99 Items und einem Urteilerkollektiv

von über 56 000 Personen.

4.1.3 Skala Einkommen/Sicherheit

Die für die Berufsabschnitte erhaltenen mittleren Ratings zur Einkommenssituation

bzw. Sicherheit unterschreiten alle den Wert von 50 und zeigen damit „schlechte Arbeit“

an, wobei sich für Warenprüfer/Versandfertigmacher (IIIr) und Verkehrsberufe

(Vc) mit 30.6 die niedrigsten Werte ergeben (vgl. Abb. 4.7). Substanzielle Alters- und

Geschlechtsunterschiede treten nicht auf.


Abb. 4.7 Mittelwerte und Standardabweichungen für die einzelnen Berufsabschnitte

27

Bei den Items (vgl. Abb. 4.8) errechnet sich für die Frage „Kommt es vor, dass Sie

Angst um Ihre berufliche Zukunft haben?“ der geringste Durchschnittswert von 25

(Item 4).

Abb. 4.8 Mittelwerte und Standardabweichungen der einkommensbezogenen

Items

Von den fünf im Rahmen der G-Studie berücksichtigten Einflussgrößen fallen – wie

bei den übrigen Analysen auch schon – die Facette Person und die Interaktion

P∗I:BGA mit aufgeklärten Varianzanteilen von annähernd 30 bzw. 54 Prozent auf

(vgl. Tab. 4.6).


Tab. 4.6 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Einkommen/Sicherheit

(Random Effekt: Beruf, Alter, Person, Item; Fester Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

28

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf– B 8 6316.35 27.23 2.1

Geschlecht – G 1 10141.45 11.75 0.5

Alter – A 1 30336.25 34.63 2.7

Person:BGA 360 2198.76 378.22 29.7

Item – I 3 45598.77 109.06 8.6

BG 8 1029.97 – 4.41 0.0

BA 8 1217.72 – 8.05 0.0

BI 24 719.06 6.95 0.5

GA 1 370.43 – 3.39 0.0

GI 3 1756.52 3.37 0.3

AI 3 2103.54 8.54 0.7

PI:BGA, Fehler 1080 685.88 685.88 53.9

BGA 8 1231.19 – 15.92 0.0

BGI 24 605.86 8.51 0.7

BAI 24 413.30 – 12.39 0.0

GAI 3 901.94 4.88 0.4

BGAI 24 418.63 – 24.30 0.0

Darüber hinaus erfassen die Items, auf die knappe 9 Prozent der Varianz zurückgehen,

die Einkommenssituation nicht in vergleichbarem Ausmaß. Die hier ebenfalls

auftretenden negativen Varianzkomponentenschätzungen lassen für die D-Studie

erneut ein reduziertes varianzanalytisches Modell mit nur noch drei Facetten (Berufsabschnitt,

Person, Item) sinnvoll erscheinen. Mit 56 % bindet der Residualterm

(P∗I:B, Fehler) den größten Varianzanteil (vgl. Tab. 4.7). Der auf die Facette Person

zurückgehende Varianzbeitrag von 32 % weist auf nicht zu vernachlässigende interindividuelle

Unterschiede im Skalengebrauch hin. Weiterhin differieren die Items in

der Erfassung der Einkommenssituation nicht unerheblich voneinander, wie der auf

diese Facette zurückgehende Varianzanteil von 9 % belegt. Die Bewertungen der

Berufsabschnitte zeigen dagegen nur geringfügige Abweichungen.


29

Tab. 4.7 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Einkommen/Sicherheit

(Datenbasis: 9 Berufsabschnitte, 44 Personen und 4 Items; vollständiges

Random-Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 6316.35 23.04 1.9

Person:B 387 2222.83 385.69 32.1

Item – I 3 45598.77 113.33 9.4

BI 24 719.06 0.89 0.1

PI:B 1161 680.06 680.06 56.5

Bei einer 4 Items umfassenden Skala stellt sich ein relativer G-Koeffizient von 0.70

bei einer Stichprobe von 58 Personen ein. Ein ρ 2 von 0.80 setzt 101 Befragte voraus

und eine Reliabilität von 0.90 erfordert 238 Urteiler. Interessiert jedoch die absolute

Messgenauigkeit ist es notwendig, um die Mindestreliabilität von 0.70 sicherzustellen,

die Itemanzahl zu verdreifachen, d. h. auf 12 zu vergrößern und eine Stichprobe

von 1247 Urteilern vorzusehen. Ein absoluter G-Koeffizient von 0.80 und 0.90 verlangt

dann jeweils einen nicht mehr praktikablen Erhebungsaufwand.

4.1.4 Zusammenfassung

Der auf die Berufsabschnitte zurückgehende Varianzanteil bleibt bei allen drei Skalen

deutlich unter 5 %. Die so genannte Residualvarianz, die alle unkontrollierten Störeffekte

mit enthält bindet durchgängig mehr als 50 % der in den Messwerten bestehenden

Variabilität. Daneben gehen jeweils mehr als 25 % der Varianz auf interindividuelle

Unterschiede zurück. Darüber hinaus zeichnen sich insbesondere die Items

der Skalen Ressourcen und Einkommen/Sicherheit durch Inhomogenitäten aus. Damit

unterliegen die Daten – wie erwartet – nicht unerheblichen Fehlereinflüssen. Alter

und Geschlecht tragen allerdings substanziell nicht zur Variation der Messwerte bei.

Die Befunde demonstrieren weiter, dass eine zuverlässige Ermittlung der berufsabschnittsbezogenen

Belastung mit der zur Verfügung stehenden 8 Items umfassenden

Skala weder für relative noch absolute Entscheidungen gelingt (vgl. Tab. 4.8).

Tab. 4.8 Stichprobenumfang zur Erreichung der für eine Orientierungsmessung,

ein Screening und eine Präzisionsmessung erforderlichen Mindestreliabilität

Skala

Ressourcen

19 Items

Belastungen

8 Items

Einkommen

4 Items

Relative Zuverlässigkeit Absolute Zuverlässigkeit

0.70 0.80 0.90 0.70 0.80 0.90

43 79 228 83 710 -

- - - - - -

58 101 238 - - -


30

Weiterhin reicht die Länge der Skala Einkommen/Sicherheit nicht aus, wenn absolut

Aussagen angestrebt werden: dann müsste eine – je nach Zweck der Messung –

drei-, fünf- oder sogar elfmal größere Anzahl von Items vorgesehen werden. Die Anzahl

der Items der Skala Ressourcen ist dagegen nur dann unzureichend und zu

verdoppeln, wenn ein Phi von mindestens 0.90 – also eine Präzisionsmessung – beabsichtigt

ist.

4.2 Auswertung auf der Ebene Dimensionen

Von den insgesamt 6972 Befragungsteilnehmern liegen bei 5484 Personen (3591

Jüngere und 1893 Ältere, 2884 Männer und 2600 Frauen) vollständige Werte für alle

15 Dimensionen des DGB-Index vor (vgl. Tab. 4.9), aus denen – für neun Berufsabschnitte

– jeweils eine Zufallsstichprobe von 44 Personen (11 jüngere Frauen, 11

jüngere Männer, 11 ältere Frauen, 11 ältere Männer) für die weiteren Auswertungen

gezogen wurde.

Tab. 4.9 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 1790 32.6 1094 20.0 2884 52.6

Weiblich 1801 32.8 799 14.6 2600 47.4

Summe 3591 65.4 1893 34.6 5484 100.0

4.2.1 Ressourcenbezogene Dimensionen

Die für die Berufsabschnitte auf Basis der zehn Dimensionswerte jeweils erhaltene

durchschnittliche Ausprägung der Ressourcen variiert insgesamt zwischen 51.3 (IIIr:

Warenprüfer/Versandfertigmacher) und 65.5 (Vh: Sozial- und Erziehungsberufe sowie

a.n.g. naturwissenschaftliche Berufe) und entspricht damit in ihrem Niveau „mittelmäßiger

Arbeit“ (vgl. Abb. 4.9).

Abb. 4.9 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte


31

Männer und Frauen sowie Jüngere und Ältere unterscheiden sich in ihren Beurteilungen

nicht. Die Befragten bewerten die jeweils vorhandenen Aufstiegschancen (Dimension

3, Mittelwert: 41.04) am schlechtesten und den gesellschaftlichen Wert ihrer

Arbeit (Dimension 9 – „Sinnvolle Arbeit“, Mittelwert: 75.9) am besten (vgl. Abb. 4.10).

Die durchgeführte G-Studie basiert wieder auf einem gemischten Modell mit den Facetten

Berufsabschnitt, Person und Alter als zufälligem sowie den Einflussgrößen

Geschlecht und Dimension als festem Effekt.

Abb. 4.10 Mittelwerte und Standardabweichungen der ressourcenbezogenen

Dimensionen

Von den so gewonnenen Varianzkomponentenschätzungen (vgl. Tab. 4.10) fallen in

ihrer Größe drei auf, nämlich die Facetten Person, Dimension und die Interaktion

P∗D:BGA, die zusammen 94 % der Gesamtvarianz aufklären.

Damit bestehen zwischen den Befragten deutliche Unterschiede in der Beurteilung

der jeweils vorhandenen Ressourcen. Weiterhin erfassen die Dimensionen die verfügbare

Unterstützung bei der Arbeit nicht in gleichem Maß und die Rangordnung der

Personen variiert in Abhängigkeit von der jeweiligen Dimension.


Tab. 4.10 G-Studien Ergebnisse für die ressourcenbezogenen Dimensionen

Varianzquelle df

32

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 12112.58 22.03 2.7

Geschlecht – G 1 4.74 – 0.28 0.0

Alter – A 1 2041.07 – 0.19 0.0

Person:BGA – P 360 2714.25 271.42 33.1

Dimension – D 9 39087.59 94.06 10.3

BG 8 1980.75 0.01 0.0

BA 8 2420.06 – 1.34 0.0

BD 72 893.96 11.89 1.4

GA 1 564.40 – 1.43 0.0

GD 9 1795.43 6.85 0.4

AD 9 1315.15 4.77 0.6

PD:BGA 3240 417.19 417.19 50.8

BGA 8 1979.12 – 6.68 0.0

BGD 72 484.64 0.60 0.1

BAD 72 370.97 – 2.10 0.0

GAD 9 426.74 – 0.45 0.0

BGAD 72 471.39 4.93 0.6

Bedingt durch die mit den Facetten Alter, Geschlecht sowie den Wechselwirkungen

B∗A, G∗A, B∗G∗A, B∗A∗D sowie G∗A∗D verbundenen negativen Varianzkomponenten

gingen in die D-Studie nur drei Facetten – nämlich Berufsabschnitt, Person und

Dimension – ein, wobei erneut ein gemischtes Modell mit den Dimensionen als festem

und den übrigen zwei Facetten als random Effekt angesetzt wurde (vgl. Tab.

4.11).

Das Messobjekt bindet mit 2.7 % nur einen geringen Anteil der Varianz, d. h. mehr

als 97 % der Variabilität der Messwerte geht auf Fehlereinflüsse (Person, Dimension,

PD:B) zurück, wobei über 52 % der Gesamtvarianz auf die Wechselwirkung P∗D:B

sowie weitere unkontrollierte Fehlereinflüsse entfallen.

Tab. 4.11 D-Studien Ergebnisse für die ressourcenbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 9 Berufsabschnitte, 44 Personen und 10 Dimensionen)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 12112.58 21.48 2.7

Person:Beruf 387 2663.51 266.35 32.9

Dimension – D 9 39087.59 96.45 10.7

BD 72 893.96 10.67 1.3

PD:B, Fehler 3483 424.66 424.66 52.4


33

Da bei der Berechnung des relativen und absoluten G-Koeffizienten jeweils die als

fest spezifizierten Facetten zusammen mit ihren Wechselwirkungen unberücksichtigt

bleiben, weichen Rho und Phi formal hier nicht voneinander ab (vgl. Abb. 4.11).

2

ρ = φ =

σ

2

B

2

σ B

σ

+

n

Abb. 4.11 Berechnung des relativen und absoluten G-Koeffizienten (σ 2 B: Varianzkomponente

der Facette Berufsabschnitt, σ 2 P:B: Varianzkomponente der

Facette Person geschachtelt unter die Bedingungen der Facette Berufsabschnitt,

nP: Anzahl der Befragten)

Ausgehend von den 10 ressourcenbezogenen Dimensionen setzt die für Orientierungsmessungen

erforderliche Zuverlässigkeit ein Kollektiv von 29 Personen voraus.

Weiterhin sind 50 Urteiler für ein Screening und 112 Befragte für eine Präzisionsmessung

notwendig.

4.2.2 Belastungsbezogene Dimensionen

Das subjektiv eingeschätzte Belastungsniveau nimmt bei den Berufsabschnitten insgesamt

Werte zwischen 54.3 (Vc: Verkehrsberufe) und 71.6 (IVb: Techniker und

technische Sonderfachkräfte) an (vgl. Abb. 4.12), wobei erneut zwischen den Geschlechtern

und den zwei Altersgruppen jeweils nur unbedeutende Abweichungen in

den mittleren Ratings zu beobachten sind.

Abb. 4.12 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Die Dimension 2 „emotionale Anforderungen“ (vgl. Abb. 4.13) wird insgesamt am

günstigsten beurteilt (Mittelwert: 67.8), gefolgt von den „körperlichen Anforderungen“

(Dimension 3, Mittelwert: 60.8) und der „Arbeitsintensität“ (Dimension 1, Mittelwert:

56.0).

Zwei Facetten – nämlich Personen und die Interaktion P∗D:BGA – erklären, wie die

G-Studie belegt (vgl. Tab. 4.12), 86.1 % der in den Daten vorhandenen Variabilität.

2

P:

B

P


Abb. 4.13 Mittelwerte und Standardabweichungen der belastungsbezogenen

Dimensionen

34

Da hier wieder einige der Varianzkomponentenschätzungen zu negativen Werten

führten, erfolgte die anschließend vorgenommene D-Studie erneut nur auf Basis der

drei Facetten Berufsabschnitt, Person und Dimension.

Tab. 4.12 G-Studien Ergebnisse für die belastungsbezogenen Dimensionen

(Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Alter, Person; Feste Effekt:

Geschlecht, Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 3964.81 21.84 2.0

Geschlecht – G 1 412.46 – 1.02 0.0

Alter – A 1 12776.78 19.69 1.8

Person:BGA – P 360 1344.65 448.22 41.8

Dimension – D 2 13887.62 30.63 1.9

BG 8 1030.19 – 8.66 0.0

BA 8 1081.93 – 3.98 0.0

BD 16 2554.68 37.33 3.5

GA 1 1589.12 – 0.04 0.0

GD 2 2941.03 15.59 0.5

AD 2 113.77 – 4.03 0.0

PD:BGA 720 474.19 474.19 44.3

BGA 8 1601.78 7.79 0.7

BGD 16 392.75 – 12.15 0.0

BAD 16 912.24 19.91 1.9

GAD 2 121.83 – 5.44 0.0

BGAD 16 659.96 16.89 1.6


35

Danach geht mit 47.5 % der größte Anteil der in den subjektiven belastungsbezogenen

Einschätzungen bestehenden Variabilität auf den Residualterm (P∗D:B, Fehler)

zurück. Weiterhin treten nicht unerhebliche interindividuelle Abweichungen in den

Bewertungen auf, wie der durch die Facette Person aufgeklärte Varianzanteil von

44.2 % belegt. Das Messobjekt bindet dagegen nur 1.9 % der Varianz (vgl. Tab.

4.13).

Tab. 4.13 D-Studien Ergebnisse für die belastungsbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 9 Berufsabschnitte, 44 Personen und 3 Dimensionen;

Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Person; Fester Effekt:

Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 3964.81 19.69 1.9

Person:Beruf 387 1365.80 455.27 44.2

Dimension – D 2 13887.62 28.62 1.9

BD 16 2554.68 46.93 4.6

PD:B, Fehler 774 489.94 489.94 47.5

Dementsprechend verlangt eine Orientierungsmessung 54 Personen, ein Screening

93 und eine Präzisionsmessung 209 Teilnehmer.

4.2.3 Einkommensbezogene Dimensionen

Die einen Verkehrsberuf (Vc) ausübenden Befragten schätzen ihre Einkommenssituation

mit 34.5 am schlechtesten ein (vgl. Abb. 4.14). Den höchsten Durchschnittswert

(Mittelwert: 52.6) erreichen hier Dienstleistungskaufleute (Vb). Dabei beurteilen Jüngere

ihr Einkommen etwas schlechter (Mittelwert: 38.3) als Ältere (Mittelwert: 49.8).

Nennenswerte Geschlechtsunterschiede bestehen nicht.

Von den zwei Dimensionen wird die Sicherheit, also die berufliche Zukunft, insgesamt

günstiger (Mittelwert: 50.1) als die Einkommenssituation (Mittelwert: 37.9) beurteilt.

Aus den in Tabelle 4.14 aufgeführten Ergebnissen der G-Studie geht hervor,

dass wieder zwei Facetten – nämlich die Person und die Wechselwirkung P∗D:BGA

mit 45.2 bzw. 43.4 % die größten Varianzbeiträge liefern, wobei alle übrigen Einflussgrößen

jeweils weniger als 5 % der Gesamtvarianz aufklären.


Abb. 4.14 Mittelwerte und Standardabweichungen für die einzelnen Berufsabschnitte

36

Bedingt durch die geringen Varianzbeiträge der Facetten Alter und Geschlecht sowie

die mit den Wechselwirkungen B∗A, G∗A, G∗D, B∗G∗A, B∗A∗D, B∗G∗A∗D verbundenen

negativen Varianzkomponentenschätzungen erfolgte die D-Studie auf Grundlage

eines gemischten 3- Facetten-Modells (Berufsabschnitt, Person, Dimension) mit

den Dimensionen als festem Effekt.

Tab. 4.14 G-Studien Ergebnisse für die einkommensbezogenen Dimensionen

(Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Alter, Person; Fester Effekt:

Geschlecht, Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 4155.00 34.57 2.2

Geschlecht – G 1 7790.73 19.00 0.6

Alter – A 1 26254.55 63.49 4.0

Person:BGA – P 360 1424.26 712.13 45.2

Dimension – D 1 29163.68 57.64 1.8

BG 8 1090.38 2.08 0.1

BA 8 1113.16 – 7.07 0.0

BD 8 797.24 6.18 0.4

GA 1 176.61 – 4.15 0.0

GD 1 683.96 – 2.14 0.0

AD 1 6066.75 27.99 1.8

PD:BGA, Fehler 360 684.03 684.03 43.4

BGA 8 998.76 – 19.34 0.0

BGD 8 500.02 1.52 0.1

BAD 8 525.46 – 7.21 0.0

GAD 1 1073.34 6.13 0.4

BGAD 8 466.55 – 19.77 0.0


37

49 % der Messwertvariabilität resultiert aus interindividuellen Unterschieden in den

Einschätzungen der Einkommenssituation, wobei die Residualvarianz (P∗D:B) mit

46 % einen fast gleich großen Anteil hat. Durch das Messobjekt (Berufsabschnitt)

wird dagegen nur ein geringer Varianzanteil von 2 % gebunden (vgl. Tab. 4.15).

Tab. 4.15 D-Studien Ergebnisse für die einkommensbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 9 Berufsabschnitte, 44 Personen und 2 Dimensionen;

Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Person; Fester Effekt:

Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz–

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 4155.00 30.40 2.0

Person:B 387 1479.52 739.76 49.5

Dimension – D 1 29163.68 71.63 2.4

BD 8 797.24 2.50 0.2

PD:B, Fehler 387 687.37 687.37 46.0

Zur Erreichung der für Orientierungsmessungen, Screenings und Präzisionsmessungen

empfohlenen Zuverlässigkeit sind Urteilerkollektive von 52, 98 und 220 Personen

erforderlich.

4.2.4 Zusammenfassung

Wenn auch weniger als 5 % der in den Dimensionswerten jeweils vorhandenen Varianz

durch die Berufsabschnitte zu erklären ist und der Varianzbeitrag der Fehlerfacetten

Person und Residuum durchgängig mehr als 80 % beträgt, so erlaubt der

DGB-Index dennoch zwischen verschiedenen Berufsabschnitten auf der Dimensionsebene

reliabel zu differenzieren und zwar bei einer realistisch zu erreichenden

Urteileranzahl, die abhängig vom Zweck der Messung und der Dimension zwischen

29 (Ressourcen, Orientierungsmessung) und 220 Personen (Einkommen/Sicherheit,

Präzisionsmessung) liegt (vgl. Tab. 4.16).

Tab. 4.16 Stichprobenumfang zur Erreichung der für eine Orientierungsmessung,

ein Screening und eine Präzisionsmessung erforderlichen Mindestreliabilität

Dimensionen

Ressourcen

10 Dimensionen

Belastungen

3 Dimensionen

Einkommen

2 Dimensionen

Relative Zuverlässigkeit Absolute Zuverlässigkeit

0.70 0.80 0.90 0.70 0.80 0.90

29 50 112 29 50 112

54 93 209 54 93 209

52 98 220 52 98 220


38

Die zum Bereich Ressourcen gehörenden Dimensionen zeigen allerdings nicht unwesentliche

Abweichungen voneinander. Alter und Geschlecht haben insgesamt keinen

nennenswerten Einfluss auf die Daten.

4.3 Auswertung auf der Ebene der Teilindizes

Werte für alle drei Teilindizes konnten für 6818 Befragte von den 6972 Teilnehmern

bestimmt werden (vgl. Tab. 4.17). Aus dieser Teilstichprobe wurde – für neun Berufsabschnitte

– jeweils nach Zufall erneut ein Kollektiv von 44 Personen (11 jüngere

Frauen, 11 jüngere Männer, 11 ältere Frauen, 11 ältere Männer) für die weiteren

Auswertungen gezogen.

Tab. 4.17 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 2106 30.9 1416 20.8 3522 51.7

Weiblich 2205 32.3 1091 16.0 3296 48.3

Summe 4311 63.2 2507 36.8 6818 100.0

Die durchschnittliche Qualität der Arbeit erreicht bei Verkehrsberufen (Vc) ihre niedrigste

(Mittelwert: 47.4) und bei Technikern/technischen Sonderfachkräften (IVb, Mittelwert:

62.9) bzw. Dienstleistungskaufleuten (Mittelwert: 62.4) ihre höchste Ausprägung

(vgl. Abb. 4.15).

Abb. 4.15 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Die hier zwischen Frauen (Mittelwert: 55.4) und Männern (Mittelwert: 56.5) sowie

Jüngeren (Mittelwert: 52.5) und Älteren (Mittelwert: 59.4) bestehenden Abweichungen

bleiben in ihrer Größenordnung eher unauffällig.


39

Insgesamt werden die vorhandenen Ressourcen und Belastungen mit einem Wert

von 62.4 bzw. 62.9 ähnlich eingeschätzt. Für die Dimension Einkommen/Sicherheit

resultiert mit 42.7 ein deutlich niedrigerer Wert (vgl. Abb. 4.16).

Abb. 4.16 Mittelwerte und Standardabweichungen der Teilindizes

Von den im Rahmen der G-Studie erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen erreicht

der größte Teil eher kleine Werte (vgl. Tab. 4.18). Nennenswert zur Varianzaufklärung

tragen nur die Facette Person – auf die 41 % der Gesamtvarianz zurückgehen,

die Interaktion P∗I:BGA – die 36.8 % bindet – und die Facette Teilindex – mit

einem Varianzanteil von 11 % – bei.

Tab. 4.18 G-Studien Ergebnisse für die Teilindizes (Gemischtes Modell; Random

Effekt: Beruf, Alter, Person; Fester Effekt: Geschlecht, Teilindex)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 4033.13 26.39 3.5

Geschlecht – G 1 349.10 – 2.03 0.0

Alter – A 1 14177.45 22.94 3.0

Person:BGA – P 360 939.20 313.07 41.2

Teilindex – T 2 52259.35 124.96 11.0

BG 8 1470.60 12.17 1.6

BA 8 549.94 – 5.90 0.0

BT 16 365.74 2.74 0.4

GA 1 753.30 0.29 0.0

GT 2 2593.36 12.74 0.6

AI 2 2655.91 12.17 1.6

PT:BGA 720 279.88 279.88 36.8

BGA 8 667.68 – 8.23 0.0

BGT 16 168.75 2.41 0.3

BAT 16 245.34 – 1.57 0.0

GAT 2 17.20 – 0.99 0.0

BGAT 16 115.64 – 14.93 0.0


40

In die folgende D-Studie wurden, aufgrund der negativen Varianzkomponentenschätzungen,

wieder nur die Einflussgrößen Berufsabschnitt, Person und Teilindex einbezogen

(vgl. Tab. 4.19).

Tab. 4.19 D-Studien Ergebnisse für die Teilindizes (Datenbasis: 9 Berufsabschnitte,

44 Personen und 3 Teilindizes; Gemischtes Modell; Random Effekt:

Beruf, Person; Fester Effekt: Teilindex)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 8 4033.13 23.22 3.2

Person:B 387 968.73 322.91 44.8

Teilindex – T 2 52259.35 131.04 12.1

BT 16 365.74 1.84 0.3

PT:B, Fehler 774 284.92 284.92 39.6

Auf das Messobjekt entfallen danach 3.2 % der Varianz. Bei den Fehlerfacetten sind

wieder die auf die Person, den Teilindex und das Residuum zurückgehenden Varianzanteile

auffällig – die Interaktion B∗T hat hier keine Bedeutung. Ein G-Koeffizient

von 0.70 ergibt sich bei einem Kollektiv von 33 Urteilern, eine Zuverlässigkeit von

0.80 verlangt 56 Befragte und eine Reliabilität von 0.90 stellt sich bei 126 Teilnehmern

ein.

4.3.1 Zusammenfassung

Das als einzige Fehlerfacette in die Reliabilitätsberechnung eingehende Residuum

hat zwar einen Anteil von 40 % an der Gesamtvarianz, aber dennoch erlauben auf

den Einschätzungen von mindestens 33, 56 oder 126 Urteilern basierende Mittelwerte

zuverlässige Aussagen zur Qualität der mit einem Berufsabschnitt verbundenen

Arbeit. Der mit 12 % nicht unerhebliche, auf die Teilindizes zurückgehende Varianzanteil

weist darauf hin, dass durch die Bildung eines Gesamtindex wichtige Differenzierungen

in der Qualität der Arbeit jedoch verloren gehen können. Auch auf dieser

Aggregationsebene lassen sich bedeutsame Beiträge von Alter und Geschlecht nicht

nachweisen.


41

5 Auswertung für das Jahr 2008

5.1 Auswertung auf der Ebene der Items

Sämtliche 31 Items des DGB-Index beantworteten von den 6835 im Jahr 2008 befragten

Personen (vgl. Tab. 5.1) insgesamt 4308 Teilnehmer (2612 Männer (60.6 %),

1696 Frauen (39.4 %), 2859 Jüngere (66.3 %), 1449 Ältere (33.6 %)) aus denen für

acht Berufsabschnitte jeweils eine Zufallsstichprobe von 44 Befragten gezogen wurde

(11 jüngere Männer, 11 jüngere Frauen, 11 ältere Männer, 11 ältere Frauen).

Tab. 5.1 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 1647 38.2 965 22.4 2612 60.6

Weiblich 1212 28.1 484 11.2 1696 39.4

Summe 2859 66.3 1449 33.6 4308 100.0

5.1.1 Skala Ressourcen

Die mittlere Ausprägung der bei der Arbeit vorhandenen Ressourcen variiert in Abhängigkeit

der Berufe (vgl. Abb. 5.1) zwischen 52.5 (Vc: Verkehrsberufe) und 72.7

(Vh: Sozial- und Erziehungsberufe). Dem Interpretationsschema des DGB-Index folgend

liegt somit bei allen Berufsabschnitten „mittelmäßige Arbeit“ vor.

Dabei werden die betrieblich vorhandenen Aufstiegschancen (Item 4, Mittelwert:

43.3) am ungünstigsten und der gesellschaftliche Wert der Arbeit (Item 16, Mittelwert:

77.3) am besten beurteilt (vgl. Abb. 5.2). Substanzielle Unterschiede in den ressourcenbezogenen

Einschätzungen treten zwischen den Geschlechtern und Altersgruppen

nicht auf.

Abb. 5.1 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte


42

Die im Rahmen der G-Studie erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen belegen

(vgl. Tab. 5.2), dass nur drei Facetten wesentlich zur Varianzaufklärung beitragen.

So bestehen – wie sich aus dem auf die Personen zurückgehenden Varianzanteil

von 27.2 % ergibt – bedeutsame interindividuelle Unterschiede in den Einschätzungen

der jeweils gegebenen Ressourcen.

Abb. 5.2 Itemmittelwerte und Standardabweichungen der ressourcenbezogenen

Items

Die Items – auf die 7.0 % der Varianz entfallen – erfassen die arbeitsbezogenen

Ressourcen folglich nicht in gleicher Weise. Den größten Varianzbeitrag – nämlich

56.9 % – liefert die Wechselwirkung P∗I:BGA, die auf Inkonsistenzen der Befragten

bei der Beurteilung der Items hinweist, wobei dieser Anteil ebenfalls sämtliche Interaktionskomponenten

der 5 Facetten zusammen mit den Effekten aller weiteren unkontrollierten

Störgrößen einschließt.

Insgesamt fällt auf, dass für das Alter und Geschlecht sowie die Interaktionen B∗A,

A∗I, B∗G∗A und B∗G∗I negative Varianzkomponenten resultieren, so dass die D-

Studie neben dem Messobjekt „Berufsabschnitt“ nur noch die Fehlerfacetten „Person“

und „Items“ berücksichtigt.


Tab. 5.2 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Ressourcen (Random

Effekte: Berufsabschnitt, Alter, Person, Item; Fixed Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

43

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf- B 7 32699.09 36.07 3.6

Geschlecht - G 1 166.74 -6.93 0.0

Alter - A 1 217.47 -0.51 0.0

Person:BGA 320 5756.63 272.94 27.2

Item - I 18 25635.55 70.26 7.0

BG 7 9759.87 17.37 1.7

BA 7 2115.52 -8.92 0.0

BI 126 1087.59 9.73 1.0

GA 1 16054.28 7.99 0.8

GI 18 864.37 0.28 0.0

AI 18 475.89 -1.04 0.0

PI:BGA, Fehler 5760 570.76 570.76 56.9

BGA 7 2536.75 -15.99 0.0

BGI 126 655.39 -1.67 0.0

BAI 126 659.48 4.03 0.4

GAI 18 851.69 1.81 0.2

BGAI 126 692.17 11.04 1.1

Mit etwa drei Prozent geht auf das Messobjekt nur ein geringer Varianzanteil zurück

(vgl. Tab. 5.3). Dagegen tragen die Facetten Person und Items mit 28.0 % bzw.

7.3 % substanziell zur Varianzaufklärung bei. Der mit 60.2 % größte Varianzanteil

entfällt auf das Residuum, also die Interaktion P∗I:B.

Tab. 5.3 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Ressourcen (Datenbasis:

9 Berufsabschnitte, 44 Personen und 19 Items; vollständiges Random-

Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 32699.09 31.69 3.3

Person:B 344 5696.06 269.36 28.0

Item - I 18 25635.55 69.74 7.3

BI 126 1087.59 11.58 1.2

PI:B, Fehler 6192 578.15 578.15 60.2

Für eine aus 19 Items bestehende Skala ergibt sich eine relative Zuverlässigkeit von

0.70 (Orientierungsmessung) bei einem Kollektiv von 24 Urteilern. Soll die Skala für


44

ein Screening (Rho ≥ 0.80) eingesetzt werden, ist eine Stichprobe von 41 und für

Präzisionsmessungen (Rho ≥ 0.90) eine von 103 Personen notwendig.

Ein Phi von 0.70 wird bei 33 Befragten erreicht, ein absoluter G-Koeffizient von 0.80

stellt sich bei 83 Urteilern ein. Eine Präzisionsmessung lässt sich mit einer Skala dieser

Länge dagegen nicht durchführen.

5.1.2 Skala Belastungen

Bei der eingeschätzten Belastung ergibt sich für Warenprüfer/Versandfertigmacher

(IIIr) mit 56.1 der niedrigste und für Organisations-, Verwaltungs- und Büroberufe

(Vd) mit 74.5 der höchste Mittelwert, wobei erneut die Qualität der Arbeit in ihrem

Niveau insgesamt als mittelmäßig beurteilt wird (vgl. Abb. 5.3).

Abb. 5.3 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Ausgehend von den durchschnittlichen Itembeurteilungen resultiert für den erlebten

Zeitdruck der geringste (Item 2, Mittelwert: 44.8) und eine unwürdige Behandlung

durch Dritte (Item 5, Mittelwert: 75.1) der größte Mittelwert (vgl. Abb. 5.4). Ausgeprägte

geschlechts- und altersbezogene Messwertunterschiede liegen nicht vor.

Abb. 5.4 Itemmittelwerte und Standardabweichungen der belastungsbezogenen

Items

Die Ergebnisse der für die Items der Skala Belastungen durchgeführten G-Studie

zeigt Tabelle 5.4. Erneut binden die Facetten Berufsabschnitt sowie Alter und Geschlecht

nur geringe Varianzanteile. Auffällig sind wieder mit gut 27 % die durch die

Person und mit 54 % die durch die Interaktion P∗I:BGA aufgeklärten Varianzanteile.


45

Darüber hinaus treten nicht zu vernachlässigende Abweichungen zwischen den

Items auf, wie der auf diese Facette zurückzuführende Varianzbeitrag von 7 % belegt.

Die für die Wechselwirkungen B∗G, B∗A, G∗A, G∗I, A∗I und B∗G∗A∗I erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen

legen auch hier nahe, das varianzanalytische Auswertungsmodell

zu reduzieren und neben dem Messobjekt Berufsabschnitt als Fehlerfacetten

nur noch die Personen und Items in die D-Studie einzubeziehen.

Tab. 5.4 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Belastungen (Random

Effekt: Beruf, Alter, Person, Item; Fester Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 13493.69 21.22 1.5

Geschlecht - G 1 283.82 2.76 0.1

Alter - A 1 3787.91 0.52 0.0

Person:BGA 320 3850.26 385.92 27.4

Item - I 7 39873.34 103.08 7.3

BG 7 2884.39 -19.98 0.0

BA 7 3250.73 -4.81 0.0

BI 49 3782.51 63.02 4.5

GA 1 202.96 -10.11 0.0

GI 7 1722.83 -4.18 0.0

AI 7 815.03 -1.11 0.0

PI:BGA, Fehler 2240 762.89 762.89 54.1

BGA 7 5957.80 25.25 1.8

BGI 49 1092.20 20.15 1.4

BAI 49 1009.69 11.22 0.8

GAI 7 2014.89 15.52 1.1

BGAI 49 648.82 -10.37 0.0

Danach fällt mit 28.3 % die Varianzaufklärung durch die Urteiler sowie – mit einem

Varianzanteil von annährend 58 % – der Residualterm auf (vgl. Tab. 5.5), der neben

der Interaktion P∗I:B auch die Wirkung aller weiteren unkontrollierten systematischen

und unsystematischen Fehlereinflüsse enthält. Die Items, die annähernd 8 % der Varianz

binden, erfassen die auftretende Belastung somit nicht einheitlich. Weiterhin

hängt die Rangordnung der Berufsabschnitte vom jeweiligen Item ab, gehen doch

auf die Wechselwirkung B∗I gut 5 % der Varianz zurück.


46

Tab. 5.5 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Belastungen (Datenbasis:

9 Berufsabschnitte, 44 Personen und 8 Items; vollständiges Random-

Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 13493.69 18.89 1.4

Person:B 344 3840.14 382.66 28.3

Item - I 7 39873.34 102.53 7.6

BI 49 3782.51 68.26 5.1

PI:B, Fehler 2408 778.87 778.87 57.6

Um einen relativen G-Koeffizienten von 0.70 – also die Mindestreliabilität zu erreichen

– ist es notwendig, die Anzahl der Items leicht auf 9 zu erhöhen und eine Stichprobe

von mindestens 917 Urteilern vorzusehen. Die für ein Screening erforderliche

relative Zuverlässigkeit von 0.80 setzt dagegen z. B. 15 Items und ein Kollektiv von

2525 Befragten voraus. Soll Präzisionsmessniveau erreicht werden sind mindestens

50 Items notwendig, die 543 Befragte einzuschätzen haben. Ein absoluter G-

Koeffizient von 0.70 verlangt ebenfalls eine deutlich größere Itemanzahl, nämlich 22

und ein Kollektiv von 1255 Befragten. Die für ein Screening oder eine Präzisionsmessung

erforderliche absolute Zuverlässigkeit von 0.80 bzw. 0.90 verlangt einen

nicht mehr praktikablen Erhebungsaufwand. So macht ein Phi von 0.80 eine fast

fünfmal (37) und eine absolute Reliabilität von 0.90 eine mehr als 10-mal (82) größere

Itemzahl erforderlich.

5.1.3 Skala Einkommen/Sicherheit

Die für die Berufsabschnitte erhaltenen mittleren Ratings zur Einkommenssituation

bzw. Sicherheit unterschreiten alle den Wert 50 und zeigen damit „schlechte Arbeit“

an (vgl. Abb. 5.5), wobei sich für Gesundheitsdienstberufe (Vg) und Warenprüfer/Versandfertigmacher

(IIIr) mit 34.4 bzw. 34.5 die niedrigsten Werte ergeben.

Abb. 5.5 Mittelwerte und Standardabweichungen für die einzelnen Berufsabschnitte


47

Die zwischen Frauen (Mittelwert: 37.9) und Männern (Mittelwert: 43.2) sowie Jüngeren

(Mittelwert: 38.9) und Älteren (Mittelwert: 42.2) in den Beurteilungen der Einkommenssituation

vorhandenen Abweichungen sind nicht substanziell. Bei den Items

errechnet sich für die Frage (Item 4) „wie schätzen Sie Ihre Rente auf Ihrer Beruflichen

Tätigkeit“ der geringste Durchschnittswert von 26.7 (vgl. Abb. 5.6).

Abb. 5.6 Mittelwerte und Standardabweichungen der einkommensbezogenen

Items

Von den fünf im Rahmen der G-Studie berücksichtigten Einflussgrößen fallen – wie

bei den übrigen Analysen auch schon – die Facette Person und die Interaktion

P∗I:BGA mit aufgeklärten Varianzanteilen von gut 30 bzw. 53 Prozent auf (vgl. Tab.

5.6).

Tab. 5.6 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Einkommen/Sicherheit

(Random Effekt: Beruf, Alter, Person, Item; Fester Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf- B 7 6607.94 26.87 2.1

Geschlecht - G 1 9860.14 1.96 0.1

Alter - A 1 3770.18 3.04 0.2

Person:BGA 320 2229.06 388.59 30.6

Item - I 3 33895.53 93.62 7.4

BG 7 1873.56 -10.75 0.0

BA 7 1705.15 -7.88 0.0

BI 21 1017.38 3.94 0.3

GA 1 8640.73 16.26 1.3

GI 3 1203.37 8.05 0.6

AI 3 768.12 -0.43 0.0

PI:BGA, Fehler 960 674.70 674.70 53.1

BGA 7 3451.07 21.49 1.7

BGI 21 319.51 -28.71 0.0

BAI 21 843.85 7.69 0.6

GAI 3 418.53 -6.05 0.0

BGAI 21 951.07 25.12 2.0


48

Darüber hinaus erfassen die Items, auf die 7 Prozent der Varianz zurückgehen, die

Einkommenssituation nicht in vergleichbarem Ausmaß. Die hier ebenfalls auftretenden

negativen Varianzkomponentenschätzungen lassen für die D-Studie erneut ein

reduziertes varianzanalytisches Modell mit nur noch drei Facetten (Berufsabschnitt,

Person, Item) sinnvoll erscheinen.

Mit 56 % bindet der Residualterm (P∗I:B, Fehler) den größten Varianzanteil (vgl. Tab.

5.7). Der auf die Facette Person zurückgehende Varianzbeitrag von 33 % weist auf

nicht zu vernachlässigende interindividuelle Unterschiede im Skalengebrauch hin.

Weiterhin differieren die Items in der Erfassung der Einkommenssituation nicht unerheblich

voneinander, wie der auf diese Facette zurückgehende Varianzanteil von

knapp 8 % belegt. Die Bewertungen der Berufsabschnitte zeigen dagegen nur geringfügige

Abweichungen.

Werden auf der Grundlage der vier Items relative Aussagen zu Einkommen und Sicherheit

der Berufsabschnitte angestrebt, macht eine Orientierungsmessung 74, ein

Screening 153 und eine Präzisionsmessung 973 notwendig.

Tab. 5.7 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Einkommen/Sicherheit

(Datenbasis: 9 Berufsabschnitte, 44 Personen und 4 Items; vollständiges

Random-Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 6607.94 22.65 1.9

Person:B 344 2281.34 400.93 33.3

Item - I 3 33895.53 93.40 7.8

BI 21 1017.38 7.72 0.6

PI:B, Fehler 1032 677.61 677.61 56.4

Interessiert jedoch die absolute Messgenauigkeit muss der Itemsatz deutlich vergrößert

werden: so ist die Itemmenge zu verdreifachen und eine Stichprobe von 1243

Urteilern vorzusehen, um die Mindestreliabilität von 0.70 zu erreichen. Ein absoluter

G-Koeffizient von 0.80 und 0.90 setzt eine fünf- bzw. elfmal höhere Anzahl von Items

voraus, bei einer mehrere tausend Personen umfassenden Stichprobe.

5.1.4 Zusammenfassung

Der auf die Berufsabschnitte zurückgehende Varianzanteil bleibt bei allen drei Skalen

deutlich unter 5 %. Die so genannte Residualvarianz, die alle unkontrollierten Störeffekte

mit enthält bindet durchgängig mehr als 50 % der in den Messwerten bestehenden

Variabilität. Daneben gehen jeweils mehr als 25 % der Varianz auf interindividuelle

Unterschiede zurück. Weiterhin treten bei allen drei Skalen deutliche inhaltliche

Inhomogenitäten auf. Damit unterliegen die Daten − wie erwartet − nicht unerheblichen

Fehlereinflüssen. Alter und Geschlecht tragen substanziell zur Variation

der Messwerte nicht bei.


49

Die Befunde demonstrieren weiter, dass eine zuverlässige Ermittlung der berufsabschnittsbezogenen

Belastung mit der zur Verfügung stehenden 8 Items umfassenden

Skala weder für relative noch absolute Entscheidungen gelingt (vgl. Tab. 5.8).

Tab. 5.8 Stichprobenumfang zur Erreichung der für eine Orientierungsmessung,

ein Screening und eine Präzisionsmessung erforderlichen Mindestreliabilität

Skala

Ressourcen

19 Items

Belastungen

8 Items

Einkommen

4 Items

Relative Zuverlässigkeit Absolute Zuverlässigkeit

0.70 0.80 0.90 0.70 0.80 0.90

24 41 103 33 83 -

- - - - - -

74 153 973 - - -

Dagegen verlangt die reliable Messung der Ressourcen sowie der Einkommenssituation/Sicherheit

− wenn nur die relative Rangordnung der Berufsabschnitte interessiert

− Urteilerkollektive von weniger als 1000 Personen. Allerdings reicht die Länge der

Skala Einkommen/Sicherheit nicht aus, wenn absolut Aussagen angestrebt werden:

dann müsste eine deutlich größere Anzahl von Items vorgesehen werden. Die Itemzahl

der Skala Ressourcen ist dagegen unzureichend und zu verdoppeln, wenn ein

Φ von mindestens 0.90 − also eine Präzisionsmessung − beabsichtigt ist.

5.2 Auswertung auf der Ebene der Dimensionen

Von den insgesamt 6835 Befragungsteilnehmern liegen bei 5203 Personen (3417

Jüngere und 1786 Ältere, 3049 Männer und 2154 Frauen) vollständige Werte für alle

15 Dimensionen des DGB-Index vor (vgl. Tab. 5.9), aus denen – für acht Berufsabschnitte

– jeweils eine Zufallsstichprobe von 44 Personen (11 jüngere Frauen, 11

jüngere Männer, 11 ältere Frauen, 11 ältere Männer) für die weiteren Auswertungen

gezogen wurde.

Tab. 5.9 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 1901 36.5 1148 22.1 3049 58.6

Weiblich 1516 29.1 638 12.3 2154 41.4

Summe 3417 65.6 1786 34.4 5203 100.0


50

5.2.1 Ressourcenbezogene Dimensionen

Die für die Berufsabschnitte auf Basis der zehn Dimensionswerte jeweils erhaltene

durchschnittliche Ausprägung der Ressourcen variiert insgesamt zwischen 52.9 (Vc:

Verkehrsberufe) und 73.9 (Vh: Sozial- und Erziehungsberufe sowie a.n.g. naturwissenschaftliche

Berufe) und entspricht damit in ihrem Niveau „mittelmäßiger Arbeit“

(vgl. Abb. 5.7). Männer (Mittelwert: 62.0) und Frauen (Mittelwert: 61.4) sowie Jüngere

(Mittelwert: 62.0) und Ältere (Mittelwert: 61.4) unterscheiden sich in ihren Beurteilungen

nicht.

Abb. 5.7 Mittelwerte und Standardabweichungen für die einzelnen Berufsabschnitte

Die Befragten bewerten die jeweils vorhandenen Aufstiegschancen (vgl. Abb. 5.8)

am schlechtesten (Dimension 3, Mittelwert 43.5) und den gesellschaftlichen Wert

ihrer Arbeit (Dimension 9 „Sinnvolle Arbeit“) am besten (Mittelwert: 76.6).

Abb. 5.8 Mittelwerte und Standardabweichungen der ressourcenbezogenen

Dimensionen

Die durchgeführte G-Studie basiert auf einem gemischten Modell mit den Facetten

Berufsabschnitt, Person, Alter als zufälligem sowie den Einflussgrößen Geschlecht

und Dimension als festem Effet (vgl. Tab. 5.10).


Tab. 5.10 G-Studien Ergebnisse für die ressourcenbezogenen Dimensionen

Varianzquelle df

51

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 19884.84 41.47 4.9

Geschlecht - G 1 426.31 -3.26 0.0

Alter - A 1 423.53 -0.69 0.0

Person:BGA - P 320 2659.62 265.96 31.6

Dimension - D 9 32606.03 89.62 9.6

BG 7 4127.15 9.82 1.2

BA 7 1639.04 -4.64 0.0

BD 63 1067.44 14.53 1.7

GA 1 3997.16 2.31 0.3

GD 9 473.09 -0.09 0.0

AD 9 421.36 -0.04 0.0

PD:BGA, Fehler 2880 413.74 413.74 49.1

BGA 7 1966.44 -6.30 0.0

BGD 63 471.39 -4.16 0.0

BAD 63 427.90 0.64 0.1

GAD 9 579.71 0.19 0.0

BGAD 63 562.94 13.56 1.6

Von den so ermittelten Varianzkomponentenschätzungen fallen in ihrer Größe drei

auf, nämlich die Facetten Person, Dimension und die Interaktion P∗D:BGA, die zusammen

90.3 % der Gesamtvarianz aufklären. Damit bestehen zwischen den Befragten

deutliche Unterschiede in der Beurteilung der jeweils vorhandenen Ressourcen.

Weiterhin erfassen die Dimensionen die verfügbare Unterstützung bei der Arbeit

nicht in gleichem Maß und die Rangordnung der Personen variiert in Abhängigkeit

von der jeweiligen Dimension. Bedingt durch die mit den Facetten Alter, Geschlecht

sowie den Wechselwirkungen B∗A, G∗D, A∗D, B∗G∗A sowie B∗G∗D verbundenen

negativen Varianzkomponenten gingen in die D-Studie nur drei Facetten – nämlich

Berufsabschnitt, Person und Dimension – ein, wobei erneut ein gemischtes Modell

mit den Dimensionen als festem und den übrigen zwei Facetten als random Effekt

angesetzt wurde (vgl. Tab. 5.11).

Tab. 5.11 D-Studien Ergebnisse für die ressourcenbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 8 Berufsabschnitte, 44 Personen und 10 Dimensionen)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 19884.84 39.18 4.8

Person:Beruf 344 2645.51 264.55 32.3

Dimension - D 9 32606.03 89.60 9.9

BD 63 1067.44 14.74 1.8

PD:B 3096 418.91 418.91 51.2


52

Das Messobjekt bindet 4.8 % der Varianz. Weiterhin bilden die Dimensionen – wie

der entsprechende Varianzanteil von knapp 10 % belegt – die Ressourcen nicht einheitlich

ab. Mehr als 80 % der Variabilität der Messwerte entfallen auf die Person und

die Wechselwirkung P∗D:B sowie weitere unkontrollierte Fehlereinflüsse. Ausgehend

von den 10 ressourcenbezogenen Dimensionen setzt die für Orientierungsmessungen

erforderliche Zuverlässigkeit (0.70) ein Kollektiv von 16 Personen voraus. Weiterhin

sind 28 Urteiler für ein Screening (0.80) und 61 Befragte für eine Präzisionsmessung

(0.90) notwendig.

5.2.2 Belastungsbezogene Dimensionen

Das subjektiv eingeschätzte Belastungsniveau nimmt bei den Berufsabschnitten insgesamt

Werte zwischen 55.5 (IIIr: Warenprüfer/Versandfertigmacher) und 72.5 (Vd:

Organisations-, Verwaltungs- und Büroberufe) an (vgl. Abb. 5.9), wobei erneut zwischen

den Geschlechtern (Frauen, Mittelwert: 63.3; Männer, Mittelwert: 63.4) und

den zwei Altersgruppen (Jüngere, Mittelwert: 61.8; Ältere, Mittelwert: 64.8) jeweils

nur unbedeutende Abweichungen in den mittleren Ratings zu beobachten sind.

Abb. 5.9 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Die Dimension 2 „emotionale Anforderungen“ (vgl. Abb. 5.10) wird insgesamt am

günstigsten beurteilt (Mittelwert: 71.1), gefolgt von den „körperlichen Anforderungen“

(Dimension 3, Mittelwert: 65.1) und der „Arbeitsintensität“ (Dimension 1, Mittelwert:

53.8).

Abb. 5.10 Mittelwerte und Standardabweichungen der belastungsbezogenen

Dimensionen


53

Zwei Facetten – nämlich Personen und die Interaktion P∗D:BGA – erklären 86.0 %

der in den Daten vorhandenen Variabilität (vgl. Tab. 5.12). Da hier wieder einige der

Varianzkomponenten negative Werte annahmen, erfolgte die anschließend vorgenommene

D-Studie erneut nur auf Basis der drei Facetten Berufsabschnitt, Person

und Dimension.

Tab. 5.12 G-Studien Ergebnisse für die belastungsbezogenen Dimensionen

(Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Alter, Person; Feste Effekt:

Geschlecht, Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 5107.07 34.35 3.3

Geschlecht - G 1 4.91 -1.96 0.0

Alter - A 1 2346.09 3.36 0.3

Person:BGA - P 320 1478.54 492.85 47.0

Dimension - D 2 27198.23 71.51 4.5

BG 7 1588.92 4.20 0.4

BA 7 572.72 -13.72 0.0

BD 14 2207.75 39.11 3.7

GA 1 760.24 -2.09 0.0

GD 2 941.34 1.89 0.1

AD 2 307.29 -1.02 0.0

PD:BGA 640 407.82 407.82 38.9

BGA 7 1311.75 -5.05 0.0

BGD 14 711.74 12.23 1.2

BAD 14 486.87 3.59 0.3

GAD 2 340.50 -1.16 0.0

BGAD 14 442.68 3.17 0.3

Danach geht mit 47.6 % der größte Anteil der in den subjektiven belastungsbezogenen

Einschätzungen bestehenden Variabilität auf interindividuelle Abweichungen in

den Bewertungen zurück. Weiterhin wechselt die Rangordnung der Dimensionen mit

den Personen bzw. liegen nicht unerhebliche durch unkontrollierte Störeinflüsse entstehende

Effekte auf die Messwerte vor, wie der durch den Residualterm (P∗D:B,

Fehler) erklärte Varianzanteil von 41 % belegt. Das Messobjekt bindet dagegen nur

2.7 % der Varianz (vgl. Tab. 5.13).


Tab. 5.13 D-Studien Ergebnisse für die belastungsbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 8 Berufsabschnitte, 44 Personen und 3 Dimensionen;

Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Person; Fester Effekt:

Dimension)

Varianzquelle df

54

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 5107.07 27.67 2.7

Person:Beruf 344 1455.11 485.04 47.6

Dimension - D 2 27198.23 71.00 4.6

BD 14 2207.75 40.69 4.0

PD:B 688 417.39 417.39 41.0

Dementsprechend verlangt eine Orientierungsmessung 41 Personen, ein Screening

71 und eine Präzisionsmessung 158 Teilnehmer.

5.2.3 Einkommensbezogene Dimensionen

Warenkaufleute (Va), Warenprüfer/Versandfertigmacher (IIIr) und in einem Verkehrsberuf

(Vc) ausgebildete Befragte schätzen ihre Einkommenssituation mit 38.0

am schlechtesten ein (vgl. Abb. 5.11). Den höchsten Durchschnittswert (58.9) erreichen

hier die Sozial- und Erziehungsberufe (Vh). Dabei beurteilen sowohl Männer

(Mittelwert: 46.3) und Frauen (Mittelwert: 42.6) als auch Jüngere (Mittelwert: 42.2)

und Ältere (Mittelwert: 46.7) ihr Einkommen ähnlich. Von den zwei Dimensionen wird

die Sicherheit, also die berufliche Zukunft, insgesamt günstiger (Mittelwert: 50.0) als

die Einkommenssituation (Mittelwert: 39.0) beurteilt.

Abb. 5.11 Mittelwerte und Standardabweichungen für die Berufsabschnitte

Aus den in Tabelle 5.14 aufgeführten Ergebnissen der G-Studie geht hervor, dass

wieder zwei Facetten – nämlich die Person und die Wechselwirkung P∗D:BGA mit

39.4 bzw. 45.0 % die größten Varianzbeiträge liefern. Bedingt durch die geringen

Varianzbeiträge der Facetten Alter und Geschlecht sowie die mit den Wechselwirkungen

B∗G, B∗A, G∗A, A∗D, B∗G∗D, G∗A∗D verbundenen negativen Varianzkomponentenschätzungen

erfolgte die D-Studie auf Grundlage eines gemischten 3-


55

Facetten-Modells (Berufsabschnitt, Person, Dimension) mit den Dimensionen als festem

Effekt (siehe Tabelle 5.15).

Tab. 5.14 G-Studien Ergebnisse für die einkommensbezogenen Dimensionen

(Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Alter, Person; Fester Effekt:

Geschlecht, Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 5675.78 52.47 3.1

Geschlecht - G 1 2430.20 6.12 0.2

Alter - A 1 3591.05 7.20 0.4

Person:BGA - P 320 1316.01 658.00 39.4

Dimension - D 1 21186.14 54.44 1.6

BG 7 684.80 -28.90 0.0

BA 7 1058.22 -5.86 0.0

BD 7 2394.97 26.06 1.6

GA 1 1548.20 -2.32 0.0

GD 1 5.11 6.25 0.1

AD 1 877.55 -2.11 0.0

PD:BGA, Fehler 320 751.11 751.11 45.0

BGA 7 1956.43 29.11 1.7

BGD 7 429.51 -60.74 0.0

BAD 7 1248.37 22.60 1.4

GAD 1 241.11 -17.33 0.0

BGAD 7 1765.73 92.24 5.5

Annähernd 43 % der Messwertvariabilität resultiert aus interindividuellen Unterschieden

in den Einschätzungen der Einkommenssituation, wobei die Residualvarianz

(P∗D:B) mit 49.9 % die Hälfte der Varianz erklärt. Durch das Messobjekt (Berufsabschnitt)

wird dagegen nur ein geringer Varianzanteil von 3.2 % gebunden.

Tab. 5.15 D-Studien Ergebnisse für die einkommensbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 8 Berufsabschnitte, 44 Personen und 2 Dimensionen;

Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Person; Fester Effekt:

Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 5675.78 49.48 3.2

Person:Beruf 344 1321.48 660.74 42.7

Dimension - D 1 21186.14 53.38 1.7

BD 7 2394.97 36.88 2.4

PD:B, Fehler 344 772.05 772.05 49.9


56

Zur Erreichung der für Orientierungsmessungen, Screenings und Präzisionsmessungen

empfohlenen Zuverlässigkeit sind Urteilerkollektive von 32, 54 und 121 Personen

erforderlich.

5.2.4 Zusammenfassung

Wenn auch weniger als 5 % der in den Dimensionswerten jeweils vorhandenen Varianz

durch die Berufsabschnitte zu erklären ist und der Varianzbeitrag der Fehlerfacetten

Person und Residuum durchgängig mehr als 80 % beträgt, so erlaubt der

DGB-Index dennoch zwischen verschiedenen Berufsabschnitten auf der Dimensionsebene

reliabel zu differenzieren und zwar bei verhältnismäßig kleinen Urteileranzahlen

(vgl. Tab. 5.16), die abhängig vom Zweck der Messung und der Dimension

zwischen 16 und 158 Personen liegen. Dabei haben Alter und Geschlecht keinen

nennenswerten Einfluss auf die Daten. Die durch die Facette Dimension gebundenen

Varianzanteile bleiben bei der Belastung und dem Einkommen/Sicherheit mit 4.6

bzw. 1.7 % eher unauffällig und sprechen jeweils für eine weitgehend homogene Erfassung

dieser Aspekte. Die ressourcenbezogenen Dimensionen zeigen dagegen

nicht unerhebliche Abweichungen, so dass eine Überarbeitung in Erwägung gezogen

werden sollte.

Tab. 5.16 Stichprobenumfang zur Erreichung der für eine Orientierungsmessung,

ein Screening und eine Präzisionsmessung erforderlichen Mindestreliabilität

Dimensionen

Ressourcen

10 Dimensionen

Belastungen

3 Dimensionen

Einkommen

2 Dimensionen

Relative Zuverlässigkeit Absolute Zuverlässigkeit

0.70 0.80 0.90 0.70 0.80 0.90

16 28 61 16 28 61

41 71 158 41 71 158

32 54 121 32 54 121

5.3 Auswertung auf der Ebene der Teilindizes

von den 6835 Teilnehmern liegen vollständige Werte für alle drei Teilindizes von

6548 Befragten vor (vgl. Tab. 5.17). Aus dieser Teilstichprobe wurde – für acht Berufsabschnitte

– jeweils nach Zufall erneut ein Kollektiv von 44 Personen (11 jüngere

Frauen, 11 jüngere Männer, 11 ältere Frauen, 11 ältere Männer) für die weiteren

Auswertungen gezogen.


Tab. 5.17 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

57

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 2234 34.1 1469 22.4 3703 56.5

Weiblich 1884 28.8 961 14.7 2845 43.5

Summe 4118 62.9 2430 37.1 6548 100.0

Die durchschnittliche Qualität der Arbeit erreicht bei Warenprüfern/

Versandfertigmachern (IIIr) ihre niedrigste (Mittelwert: 48.9) und bei Organisations-,

Verwaltungs- und Büroberufen (Vd, Mittelwert: 68.5) ihre höchste Ausprägung (vgl.

Abb. 5.12).

Abb. 5.12 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Bedeutsame alters- und geschlechtsbezogene Unterschiede treten nicht auf (Mittelwert

der Frauen: 57.8, Mittelwert der Männer: 58.9, Mittelwert der Jüngeren: 56.5,

Mittelwert der Älteren: 60.2). Für den Teilindex Einkommen/Sicherheit ergibt sich mit

45.3 der geringste Mittelwert. Im Vergleich dazu liegen die beiden Teilindizes Ressourcen

und Belastungen mit Durchschnittswerten von 64.2 bzw. 65.6 auf vergleichbarem

sowie deutlich höherem Niveau (vgl. Abb. 5.13).

Abb. 5.13 Mittelwerte und Standardabweichungen der Teilindizes


58

Von den im Rahmen der G-Studie erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen erreicht

der größte Teil eher kleine Werte (vgl. Tab. 5.18). Nennenswert zur Varianzaufklärung

tragen nur die Facette Person – auf die 40.6 % der Gesamtvarianz zurückgehen

– die Interaktion P∗T:BGA – die 35.2 % bindet – die Facette Teilindex –

mit einem Varianzanteil von 11 % – und das Messobjekt – auf das 5.8 % der Varianz

zurückzuführen sind – bei.

Tab. 5.18 G-Studien Ergebnisse für die Teilindizes (Gemischtes Modell; Random

Effekt: Beruf, Alter, Person; Fester Effekt: Geschlecht, Teilindex)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz–

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 7 6216.13 43.03 5.8

Geschlecht – G 1 351.21 – 0.00 0.0

Alter – A 1 3509.11 5.63 0.8

Person:BGA – P 320 908.27 302.75 40.6

Teilindex – T 2 45191.19 124.40 11.1

BG 7 708.00 -4.74 0.0

BA 7 535.69 -5.64 0.0

BT 14 948.96 12.11 1.6

GA 1 666.59 -1.34 0.0

GT 2 141.96 -4.35 0.0

AT 2 868.00 2.56 0.3

PT:BGA, Fehler 640 262.73 262.73 35.2

BGA 7 1021.02 3.41 0.5

BGT 14 212.78 -10.48 0.0

BAT 14 416.06 6.96 0.9

GAT 2 1139.28 7.90 1.1

BGAT 14 443.39 16.42 2.2

In die folgende D-Studie wurden, aufgrund der negativen Varianzkomponentenschätzungen,

wieder nur die Einflussgrößen Berufsabschnitt, Person und Teilindex einbezogen

(vgl. Tab. 5.19).


59

Tab. 5.19 D-Studien Ergebnisse für die Teilindizes (Datenbasis: 8 Berufsabschnitte,

44 Personen und 3 Teilindizes; Gemischtes Modell; Random Effekt:

Beruf, Person; Fester Effekt: Teilindex)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 7 6216.13 40.24 5.6

Person:B 344 904.15 301.38 42.3

Teilindex - T 2 45191.20 125.69 11.7

BT 14 948.96 15.37 2.2

PT:B, Fehler 688 272.47 272.47 38.2

Auf das Messobjekt entfallen danach 5.6 % der Varianz. Die Fehlervarianz setzt sich

im Wesentlichen aus den auf die Facetten Person, Teilindex und Residuum zurückgehenden

Varianzanteilen zusammen (92.2 % der Varianz) – die Interaktion B∗T hat

hier keine Bedeutung.

Ein G-Koeffizient von 0.70 ergibt sich bei einem Kollektiv von 18 Urteilern, eine Zuverlässigkeit

von 0.80 verlangt 30 Befragte und eine Reliabilität von 0.90 stellt sich

bei 68 Teilnehmern ein.

5.3.1 Zusammenfassung

Zuverlässige Aussagen zur Qualität der Arbeit sind auf Grundlage der Teilindizes

schon mit Stichproben kleiner 100 Personen möglich. Da die für die Bereiche Ressourcen,

Belastungen und Einkommen/Sicherheit ermittelten Indexwerte – wie der

durch die Facette Teilindex aufgeklärte Varianzanteil von annähernd 12 % belegt –

deutlich voneinander abweichen, können durch die Bildung eines Gesamtindex wichtige

Ansatzpunkte zur Verbesserung Qualität der Arbeit untergehen. Ein Einfluss von

Alter und Geschlecht besteht – wie schon bei den vorausgegangenen Analysen –

nicht.


60

6 Auswertung für das Jahr 2009

6.1 Auswertung auf der Ebene der Items

Alle 31 Items des DGB- Index beantworteten von den 7930 im Jahr 2009 befragten

Personen (vgl. Tab. 6.1) insgesamt 5050 Teilnehmer (2708 Männer (53.6 %), 2342

Frauen (46.4 %), 2826 Jüngere (56.0 %), 2224 Ältere (44.0 %). Aus dieser Teilgruppe

wurde für elf Berufsabschnitte jeweils eine Stichprobe von 44 Befragten gezogen

(jeweils 11 jüngere Männer und Frauen sowie jeweils 11 ältere Männer und Frauen).

Tab. 6.1 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 1499 29.7 1209 23.9 2708 53.6

Weiblich 1327 26.3 1015 20.1 2342 46.4

Summe 2826 56.0 2224 44.0 5050 100.0

6.1.1 Skala Ressourcen

In Abhängigkeit von den Berufen (vgl. Abb. 6.1) variiert die mittlere Ausprägung der

bei der Arbeit vorhandenen Ressourcen zwischen 53.5 (IIIr: Warenprüfer/

Versandfertigmacher) und 66.2 (IVb: Techniker/technische Sonderfachkräfte).

Abb. 6.1 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Dabei werden die betrieblich vorhandenen Aufstiegschancen (Item 4, Mittelwert:

43.0) am ungünstigsten und der gesellschaftliche Wert der Arbeit (Item 16, Mittelwert:

77.0) am besten beurteilt (vgl. Abb. 6.2). Substanzielle Unterschiede in den ressourcenbezogenen

Einschätzungen treten zwischen den Geschlechtern und Altersgruppen

nicht auf (Frauen, Mittelwert: 58.8; Männer, Mittelwert: 61.6; Jüngere, Mittelwert:

60.9; Ältere, Mittelwert: 59.4).


61

Abb. 6.2 Mittelwerte und Standardabweichungen der ressourcenbezogenen Items

Die im Rahmen der G-Studie erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen belegen

(vgl. Tab. 6.2), dass nur drei Facetten nennenswert zur Varianzaufklärung beitragen.

So bestehen – wie sich aus dem auf die Personen zurückgehenden Varianzanteil

von 33.2 % ergibt – bedeutsame interindividuelle Unterschiede in den Einschätzungen

der jeweils gegebenen arbeitsbezogenen Unterstützung. Die Items – auf die

7.3 % der Varianz entfallen – erfassen die Ressourcen folglich nicht in gleicher Weise.

Den größten Varianzbeitrag – nämlich 55.7 % – liefert die Wechselwirkung

P∗I:BGA, die auf Inkonsistenzen der Befragten bei der Beurteilung der Items hinweist,

wobei dieser Anteil ebenfalls – bedingt durch das hierarchische Design –

sämtliche Interaktionskomponenten der 5 Facetten zusammen mit den Effekten aller

weiteren unkontrollierten Störgrößen einschließt.

Tab. 6.2 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Ressourcen (Random

Effekte: Berufsabschnitt, Alter, Person, Item; Fixed Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf- B 10 13753.24 12.74 1.3

Geschlecht – G 1 14766.47 3.37 0.2

Alter – A 1 5023.84 0.51 0.1

Person:BGA 440 6754.77 326.68 33.2

Item – I 18 35617.48 71.63 7.3

BG 10 2790.24 -1.33 0.0

BA 10 2745.61 -9.85 0.0

BI 180 1014.69 8.15 0.8

GA 1 53.44 -1.89 0.0

GI 18 1360.42 -0.92 0.0

AI 18 591.20 -0.27 0.0

PI:BGA, Fehler 7920 547.89 547.89 55.7

BGA 10 3357.37 -16.28 0.0

BGI 180 541.98 -0.55 0.0


Tab. 6.2 (Fortsetzung)

Varianzquelle df

62

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

BAI 180 655.91 4.91 0.5

GAI 18 1595.47 8.61 0.9

BGAI 180 554.07 0.56 0.1

Insgesamt fällt auf, dass für die Interaktionen B∗G, B∗A, G∗A, A∗I, B∗G∗A und B∗G∗I

negative Varianzkomponenten resultieren, so dass die D-Studie neben dem Messobjekt

„Berufsabschnitt“ (nB=11) nur noch die Fehlerfacetten „Person“(nP=44) und

„Items“(nI=19) berücksichtigt. Mit etwa 0.8 Prozent geht auf das Messobjekt nur ein

marginaler Varianzanteil zurück (vgl. Tab. 6.3). Dagegen tragen die Facetten Person

und Items mit 32.7 % bzw. 7.5 % substanziell zur Varianzaufklärung bei. Der mit

57.9 % größte Varianzanteil entfällt auf die Interaktion P∗I:B.

Tab. 6.3 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Ressourcen (Datenbasis:

11 Berufsabschnitte, 44 Personen und 19 Items; vollständiges Random-

Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 10 13753.24 8.11 0.8

Person:B 473 6513.48 313.65 32.7

Item – I 18 35617.48 71.49 7.5

BI 180 1014.69 10.47 1.1

PI:B, Fehler 8514 554.21 554.21 57.9

Eine 19 Item umfassende Skala zur Erfassung der arbeitsbezogenen Ressourcen

erreicht eine Reliabilität von 0.70 (Orientierungsmessung) bei einem Kollektiv von

118 Urteilern. Soll die Skala für ein Screening (Rho ≥ 0.80) eingesetzt werden, ist

eine Stichprobe von 233 und für Präzisionsmessungen (Rho ≥ 0.90) von 979 Personen

notwendig.

Ein absoluter G-Koeffizient von 0.70 verlangt mindestens 24 Items und 5575 Urteiler,

ein Screening erfordert schon 41 Items sowie über 10 000 Befragte. Eine Präzisionsmessung

lässt sich mit realistischem Aufwand nicht mehr durchführen. Damit erfüllt

die 19 Item Skala weder für Orientierungs-, noch Screening- oder Präzisionsmessungen

die Mindestreliabilitätsanforderungen, wenn auf Basis der ermittelten

Skalenwerte absolute Entscheidungen getroffen werden sollen.

6.1.2 Skala Belastungen

Bei der eingeschätzten Belastung ergibt sich für Warenprüfer/Versandfertigmacher

(IIIr) mit 51.1 der niedrigste und für Organisations-, Verwaltungs- und Büroberufe

(Vd) mit 70.2 der höchste Mittelwert, wobei erneut die Qualität der Arbeit in ihrem

Niveau insgesamt als mittelmäßig beurteilt wird (vgl. Abb. 6.3).


63

Abb. 6.3 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Ausgehend von den durchschnittlichen Itembeurteilungen resultiert für den erlebten

Zeitdruck der geringste (Item 2, Mittelwert: 46.8) und eine unwürdige Behandlung

durch Dritte (Item 5, Mittelwert: 71.1) der größte Mittelwert (vgl. Abb. 6.4).

Ausgeprägte geschlechts- und altersbezogene Messwertunterschiede liegen nicht

vor (Frauen, Mittelwert: 59.7; Männer, Mittelwert: 63.3; Jüngere, Mittelwert: 62.1; Ältere,

Mittelwert: 61.0).

Abb. 6.4 Mittelwerte und Standardabweichungen der belastungsbezogenen Items

Die Ergebnisse der für die Items der Skala Belastungen durchgeführten G-Studie

zeigt Tabelle 6.4. Erneut binden die Facetten Berufsabschnitt sowie Alter und Geschlecht

keine substanziellen Varianzanteile. Auffällig sind wieder mit gut 28 % die

durch die Person und mit 57.7 % die durch die Interaktion P∗I:BGA aufgeklärten Varianzanteile.

Darüber hinaus treten nicht zu vernachlässigende Abweichungen zwischen

den Items auf, wie der auf diese Facette zurückzuführende Varianzanteil von

5 % belegt.

Die für die Einflussgrößen A, B∗A, G∗A, A∗I, B∗G∗A und B∗G∗A∗I erhaltenen negativen

Varianzkomponentenschätzungen legen nahe, das varianzanalytische Auswertungsmodell

zu reduzieren und neben dem Messobjekt Berufsabschnitt als Fehlerfacetten

nur noch die Personen und Items in die D-Studie einzubeziehen.


Tab. 6.4 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Belastungen (Random

Effekt: Beruf, Alter, Person, Item; Fester Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

64

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 10 11260.98 15.02 1.1

Geschlecht – G 1 12942.21 4.16 0.2

Alter – A 1 1190.50 -0.86 0.0

Person:BGA 440 3898.61 388.34 28.3

Item – I 7 37057.41 69.12 5.0

BG 10 3157.20 8.99 0.7

BA 10 3092.28 -5.52 0.0

BI 70 3839.18 65.52 4.8

GA 1 1760.67 -0.10 0.0

GI 7 2832.93 5.17 0.4

AI 7 718.50 -0.98 0.0

PI:BGA, Fehler 3080 791.86 791.86 57.7

BGA 10 1286.39 -28.88 0.0

BGI 70 1010.51 13.16 1.0

BAI 70 956.16 7.47 0.5

GAI 7 1292.05 4.72 0.3

BGAI 70 721.09 -6.43 0.0

Danach fällt mit 28.3 % die Varianzaufklärung durch die Urteiler sowie – mit einem

Varianzanteil von gut 60 % – der Residualterm auf (vgl. Tab. 6.5).

Tab. 6.5 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Belastungen (Datenbasis:

11 Berufsabschnitte, 44 Personen und 8 Items; vollständiges Random-

Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 10 11260.98 12.52 0.9

Person:B 473 3819.54 376.98 28.3

Item – I 7 37057.41 68.63 5.2

BI 70 3839.18 68.99 5.2

PI:B, Fehler 3311 803.68 803.68 60.4

Die Items, die annähernd 5 % der Varianz binden, erfassen die auftretende Belastung

somit nicht einheitlich. Weiterhin hängt die Rangordnung der Berufsabschnitte

vom jeweiligen Item ab, gehen doch auf die Wechselwirkung B∗I ebenfalls gut 5 %

der Varianz zurück. Um einen relativen G-Koeffizienten von 0.70 – also die Mindestreliabilität

zu erreichen – ist es notwendig, die Anzahl der Items von 8 auf 13 zu


65

erhöhen und eine Stichprobe von mindestens 7624 Urteilern vorzusehen. Die für ein

Screening erforderliche relative Zuverlässigkeit von 0.80 setzt schon 23 Items und

ein Kollektiv von 3176 Befragten voraus. Um Präzisionsmessniveau zu erreichen, ist

eine kaum zu handhabende Item- (50) und Urteileranzahl (30000 Befragte) erforderlich.

Ein absoluter G-Koeffizient von 0.70 setzt auch eine deutlich größere Anzahl,

von Items nämlich 24 und ein Kollektiv von 8767 Befragten voraus. Die für ein

Screening oder eine Präzisionsmessung erforderliche absolute Zuverlässigkeit von

0.80 bzw. 0.90 verlangt dann allerdings einen nicht mehr praktikablen Erhebungsaufwand.

6.1.3 Skala Einkommen/Sicherheit

Die für die Berufsabschnitte erhaltenen mittleren Ratings zur Einkommenssituation

bzw. Sicherheit unterschreiten alle den Wert von 50 und zeigen damit „schlechte Arbeit“

an (vgl. Abb. 6.5), wobei sich für Warenprüfer/Versandfertigmacher (IIIr) mit

32.0 die niedrigsten und für Dienstleistungskaufleute (Vb) mit 47.8 die höchsten

Durchschnittswerte ergeben.

Abb. 6.5 Mittelwerte und Standardabweichungen der Berufsabschnitte

Die zwischen Frauen (Mittelwert: 38.4) und Männern (Mittelwert: 43.7) sowie Jüngeren

(Mittelwert: 40.2) und Älteren (Mittelwert: 41.9) jeweils in den Beurteilungen ihrer

Einkommenssituation beobachtbaren Unterschiede sind in vernachlässigbar. Bei den

Items (vgl. Abb. 6.6) errechnet sich für die Frage „wie schätzen Sie Ihre Rente auf

Ihrer Beruflichen Tätigkeit“ der geringste Durchschnittswert (Item 4, Mittelwert: 26.7).

Abb. 6.6 Mittelwerte und Standardabweichungen der einkommensbezogenen

Items


66

Von den fünf im Rahmen der G-Studie berücksichtigten Einflussgrößen fallen – wie

bei den übrigen Analysen auch schon – die Facette Person und die Interaktion

P∗I:BGA mit aufgeklärten Varianzanteilen von gut 35 bzw. 51 Prozent auf (vgl. Tab.

6.6). Darüber hinaus erfassen die Items, auf die knapp 8 Prozent der Varianz zurückgehen,

die Einkommenssituation nicht in vergleichbarem Ausmaß. Die hier ebenfalls

auftretenden negativen Varianzkomponentenschätzungen (A, B∗A, G∗I, B∗G∗A,

B∗G∗I) lassen für die D-Studie erneut ein reduziertes varianzanalytisches Modell mit

nur noch drei Facetten (Berufsabschnitt, Person, Item) sinnvoll erscheinen.

Tab. 6.6 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Einkommen/Sicherheit

(Random Effekt: Beruf, Alter, Person, Item; Fester Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf- B 10 3271.72 5.08 0.4

Geschlecht – G 1 13230.23 9.52 0.4

Alter – A 1 1343.89 -0.37 0.0

Person:BGA 440 2371.55 436.15 35.5

Item – I 3 46707.52 93.22 7.6

BG 10 1856.39 6.88 0.6

BA 10 1569.02 -9.38 0.0

BI 30 1457.97 18.37 1.5

GA 1 4151.46 3.79 0.3

GI 3 1062.73 -2.39 0.0

AI 3 783.17 0.55 0.0

PI:BGA 1320 626.94 626.94 51.0

BGA 10 1411.30 -27.94 0.0

BGI 30 735.46 -7.30 0.0

BAI 30 649.50 1.03 0.1

GAI 3 1802.23 7.49 0.6

BGAI 30 896.05 24.46 2.0

Mit 54 % bindet der Residualterm (P∗I:B, Fehler) den größten Varianzanteil (vgl. Tab.

6.7). Der auf die Facette Person zurückgehende Varianzbeitrag von 36 % weist auf

nicht zu vernachlässigende interindividuelle Unterschiede im Skalengebrauch hin.


67

Tab. 6.7 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Einkommen/Sicherheit

(Datenbasis: 11 Berufsabschnitte, 44 Personen und 4 Items; vollständiges

Random-Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 10 3271.72 0.60 0.1

Person:B 473 2347.94 427.20 36.2

Item – I 3 46707.52 93.49 7.9

BI 30 1457.97 18.61 1.6

PI:B 1419 639.14 639.14 54.2

Weiterhin differieren die Items in der Erfassung der Einkommenssituation nicht unerheblich

voneinander, wie der auf diese Facette zurückgehende Varianzanteil von

knapp 8 % belegt. Die Bewertungen der Berufsabschnitte zeigen dagegen nur geringfügige

Abweichungen.

Um die Mindestreliabilität von 0.70 für relative Entscheidungen erreichen zu können,

müsste ein um das 20-facher größerer Itemsatz zur Verfügung stehen. Eine dem unteren

Grenzwert von 0.70 entsprechende absolute Messgenauigkeit macht eine unrealistisch

hohe Itemanzahl notwendig. Insgesamt erlaubt die 4-Itemskala damit keine

zuverlässige Differenzierung zwischen den unterschiedlichen Berufsabschnitten.

6.1.4 Zusammenfassung

Alter und Geschlecht der Befragten haben keinen bedeutsamen Einfluss auf die Ratingwerte.

Erneut zeigen die Items aller drei Skalen deutliche Inhomogenitäten. Die

Ergebnisse belegen weiter, dass die Bestimmung der Ausprägung der Ressourcen

auf Grundlage von 19 Items nur mit einer für Orientierungs-, Screening- und Präzisionsmessungen

ausreichenden relativen nicht aber absoluten Zuverlässigkeit vorgenommen

werden kann (vgl. Tab. 6.8). Die Itemanzahl der Skalen Belastung und Einkommen/Sicherheit

reicht dagegen jeweils nicht aus, um die für relative als auch absolute

Messungen empfohlene Mindestreliabilität von 0.70 überhaupt zu erreichen.

Tab. 6.8 Stichprobenumfang zur Erreichung der für eine Orientierungsmessung,

ein Screening und eine Präzisionsmessung erforderlichen Mindestreliabilität

Skala

Ressourcen

19 Items

Belastungen

8 Items

Einkommen

4 Items

Relative Zuverlässigkeit Absolute Zuverlässigkeit

0.70 0.80 0.90 0.70 0.80 0.90

118 233 979 - - -

- - - - - -

- - - - - -


6.2 Auswertung auf der Ebene der Dimensionen

68

Vollständige Werte für alle 15 Dimensionen des DGB-Index liegen von den insgesamt

7930 befragten Teilnehmern für 6132 Personen vor (vgl. Tab. 6.9), aus denen –

für elf Berufsabschnitte – jeweils eine Zufallsstichprobe von 44 Beschäftigten (11

jüngere Frauen, 11 jüngere Männer, 11 ältere Frauen, 11 ältere Männer) für die weiteren

Auswertungen gezogen wurde.

Tab. 6.9 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 1737 28.3 1454 23.7 3191 52.0

Weiblich 1624 25.5 1317 21.5 2941 48.0

Summe 3361 54.8 2771 45.2 6132 100.0

6.2.1 Ressourcenbezogene Dimensionen

Die für die Berufsabschnitte (vgl. Abb. 6.7) auf Basis der zehn Dimensionswerte jeweils

erhaltene durchschnittliche Ausprägung der Ressourcen variiert insgesamt zwischen

54.4 (IIIr: Warenprüfer/Versandfertigmacher) und 67.0 bzw. 67.4 (IVb: Techniker/technische

Sonderfachkräfte, Va: Warenkaufleute) und entspricht damit in ihrem

Niveau „mittelmäßiger Arbeit“. Substanzielle Unterschiede zwischen den Geschlechtern

und Altersgruppen lassen sich nicht feststellen (Frauen, Mittelwert: 63.3; Männer,

Mittelwert: 59.9; Jüngere, Mittelwert: 62.1; Ältere, Mittelwert: 61.0).

Abb. 6.7 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Die Befragten bewerten die jeweils vorhandenen Aufstiegschancen am schlechtesten

(Dimension 3, Mittelwert: 43.0) und den gesellschaftlichen Wert ihrer Arbeit (Dimension

9 „Sinnvolle Arbeit“, Mittelwert: 77.6) am besten (vgl. Abb. 6.8).


Abb. 6.8 Mittelwerte und Standardabweichungen der ressourcenbezogenen

Dimensionen

69

Die durchgeführte G-Studie basiert auf einem gemischten Modell mit den Facetten

Berufsabschnitt, Person, Alter als zufälligem sowie den Einflussgrößen Geschlecht

und Dimension als festem Effet.

Von den so gewonnenen Varianzkomponentenschätzungen (vgl. Tab. 6.10) fallen in

ihrer Größe drei auf, nämlich die Facetten Person, Dimension und die Interaktion

P∗D:BGA, die zusammen 95 % der Gesamtvarianz aufklären. Damit bestehen zwischen

den Befragten deutliche Unterschiede in der Beurteilung der jeweils vorhandenen

Ressourcen. Weiterhin erfassen die Dimensionen die verfügbare Unterstützung

bei der Arbeit nicht in gleichem Maß und die Rangordnung der Personen variiert

in Abhängigkeit von der jeweiligen Dimension.

Tab. 6.10 G-Studien Ergebnisse für die ressourcenbezogenen Dimensionen

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 10 9424.71 17.47 2.1

Geschlecht – G 1 14843.51 5.69 0.3

Alter – A 1 1622.15 -0.05 0.0

Person:BGA - P 440 3173.60 317.36 38.1

Dimension – D 9 48657.27 99.39 10.8

BG 10 2087.62 2.73 0.3

BA 10 1737.56 -6.53 0.0

BD 90 807.92 8.80 1.1

GA 1 466.12 -0.84 0.0

GD 9 1439.24 2.13 0.1

AD 9 165.46 -1.06 0.0

PD:BGA, Fehler 3960 383.30 383.30 46.1

BGA 10 1487.29 -15.33 0.0

BGD 90 422.75 0.31 0.0

BAD 90 420.77 1.70 0.2

GAD 9 916.64 4.14 0.5

BGAD 90 416.03 2.98 0.4


70

Bedingt durch die mit den Facetten Alter sowie den Wechselwirkungen B∗A, G∗A,

A∗D, B∗G∗A verbundenen negativen Varianzkomponenten gingen in die D-Studie

nur drei Facetten – nämlich Berufsabschnitt, Person und Dimension ein, wobei erneut

ein gemischtes Modell mit den Dimensionen als festem und den übrigen zwei

Facetten als random Effekt angesetzt wurde (vgl. Tab. 6.11).

Tab. 6.11 D-Studien Ergebnisse für die ressourcenbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 11 Berufsabschnitte, 44 Personen und 10 Dimensionen)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 10 9424.71 14.37 1.8

Person:Beruf 473 3100.30 310.03 38.2

Dimension – D 9 48657.27 98.86 11.0

BD 90 807.92 9.53 1.2

PD:B 4257 388.52 388.52 47.9

Das Messobjekt bindet 1.8 % der Varianz. Gut 97 % der Variabilität der Messwerte

gehen auf Fehlereinflüsse zurück, wobei knapp 48 % der Gesamtvarianz auf die

Wechselwirkung P∗D:B sowie weitere unkontrollierte Fehlereinflüsse entfallen. Ausgehend

von den 10 ressourcenbezogenen Dimensionen setzt die für Orientierungsmessungen

erforderliche Zuverlässigkeit (0.70) ein Kollektiv von 578 Personen voraus.

Weiterhin sind 922 Urteiler für ein Screening (0.80) und 2073 Befragte für eine

Präzisionsmessung (0.90) notwendig.

6.2.2 Belastungsbezogene Dimensionen

Das subjektiv eingeschätzte Belastungsniveau nimmt bei den Berufsabschnitten (vgl.

Abb. 6.9) insgesamt Werte zwischen 54.5 (IIIr: Warenprüfer/Versandfertigmacher)

und 71.0 (Vd: Organisations-, Verwaltungs- und Büroberufe) an, wobei erneut nur

geringe Abweichungen in den mittleren Ratings sowohl zwischen Frauen (Mittelwert:

60.3) und Männern (Mittelwert: 64.9) als auch Jüngeren (Mittelwert: 63.2) und Älteren

(62.0) auftreten

Abb. 6.9 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte


71

Die Dimension 2 „emotionale Anforderungen“ (vgl. Abb. 6.10) wird insgesamt am

günstigsten beurteilt (69.6), gefolgt von den „körperlichen Anforderungen“ (Dimension

3, Mittelwert: 62.4) und der „Arbeitsintensität“ (Dimension 1, Mittelwert: 55.7).

Abb. 6.10 Mittelwerte und Standardabweichungen der belastungsbezogenen

Dimensionen

Zwei Facetten – nämlich Personen und die Interaktion P∗D:BGA – erklären – wie die

G-Studie belegt (vgl. Tab. 6.12) – gut 86 % der in den Daten vorhandenen Variabilität.

Da hier wieder einige der Varianzkomponentenschätzungen zu negativen Werten

führten (A, B∗A, G∗A, A∗D, B∗G∗A, B∗A∗D, G∗A∗D) erfolgte die sich anschließende

D-Studie erneut nur auf Basis der drei Facetten Berufsabschnitt, Person und Dimension.

Danach geht mit 45.1 % der größte Anteil der in den subjektiven belastungsbezogenen

Einschätzungen bestehenden Variabilität auf interindividuelle Abweichungen in

den Bewertungen zurück. Weiterhin wechselt die Rangordnung der Berufsabschnitte

mit den Personen wie die 6.2 % der Varianz bindende Interaktion B∗D belegt (vgl.

Tab. 6.13).

Tab. 6.12 G-Studien Ergebnisse für die belastungsbezogenen Dimensionen

(Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf ,Alter, Person; Feste Effekt:

Geschlecht, Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 6 3187.58 17.12 1.6

Geschlecht – G 1 10127.14 14.89 0.7

Alter – A 1 3652.13 5.90 0.6

Person:BGA - P 280 1445.12 481.71 46.1

Dimension – D 2 19541.59 59.55 3.8

BG 6 528.44 -4.54 0.0

BA 6 928.03 -7.84 0.0

BD 12 1291.34 21.00 2.0

GA 1 3549.48 11.78 1.1


Tab. 6.12 (Fortsetzung)

Varianzquelle df

72

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

GD 2 879.75 4.58 0.1

AD 2 276.03 -0.59 0.0

PD:BGA, Fehler 560 457.87 457.87 43.8

BGA 6 828.20 -18.70 0.0

BGD 12 485.90 1.88 0.2

BAD 12 367.16 -4.12 0.0

GAD 2 132.42 -4.05 0.0

BGAD 12 444.61 -1.21 0.0

Darüber hinaus liegen nicht unerhebliche durch unkontrollierte Störeinflüsse entstehende

Effekte auf die Messwerte vor, wie der durch den Residualterm (P∗D:B, Fehler)

erklärte Varianzanteil von 44 % belegt.

Tab. 6.13 D-Studien Ergebnisse für die belastungsbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 11 Berufsabschnitte, 44 Personen und 3 Dimensionen;

Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Person; Fester Effekt:

Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 10 4406.39 22.34 2.1

Person:Beruf 473 1458.24 486.08 45.1

Dimension – D 2 23208.86 40.86 2.5

BD 20 3432.17 67.22 6.2

PD:B 946 474.66 474.66 44.1

Dementsprechend verlangt eine Orientierungsmessung 51 Personen, ein Screening

88 und eine Präzisionsmessung 196 Teilnehmer.

6.2.3 Einkommensbezogene Dimensionen

Warenprüfer/Versandfertigmacher (IIIr) schätzen ihre Einkommenssituation mit 31.4

am schlechtesten ein (vgl. Abb. 6.11). Den höchsten Durchschnittswert (48.0, 48.4)

erreichen hier die Organisations-, Verwaltungs-, Büroberufe (Vd) sowie Dienstleistungskaufleute

(Vb).


73

Abb. 6.11 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Dabei beurteilen Frauen (Mittelwert: 40.4) und Männer (Mittelwert: 41.1) sowie Jüngere

(Mittelwert: 42.7) und Ältere (Mittelwert: 44.8) ihre jeweiligen Einkommensverhältnisse

weitgehend vergleichbar. Von den zwei Dimensionen wird die Sicherheit,

also die berufliche Zukunft, insgesamt günstiger (Mittelwert: 48.3) als die Einkommenssituation

(Mittelwert: 39.2) bewertet.

Aus den in Tabelle 6.14 aufgeführten Ergebnissen der G-Studie geht hervor, dass

wieder zwei Facetten – nämlich die Person und die Wechselwirkung P∗D:BGA mit

47.9 bzw. 45.5 % die größten Varianzbeiträge liefern.

Tab. 6.14 G-Studien Ergebnisse für die einkommensbezogenen Dimensionen

(Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Alter, Person; Fester Effekt:

Geschlecht, Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 10 2439.57 11.72 0.8

Geschlecht – G 1 10591.74 20.46 0.7

Alter – A 1 1049.65 -0.74 0.0

Person:BGA - P 440 1331.07 665.53 47.9

Dimension – D 1 20200.50 39.46 1.4

BG 10 1592.07 10.94 0.8

BA 10 1408.05 1.75 0.1

BD 10 1118.92 14.27 1.0

GA 1 209.19 -3.73 0.0

GD 1 88.08 -7.10 0.0

AD 1 474.88 -0.07 0.0

PD:BGA, Fehler 440 631.30 631.30 45.5

BGA 10 1110.70 -10.02 0.0

BGD 10 585.82 -8.35 0.0

BAD 10 491.21 -6.37 0.0

GAD 1 1990.23 10.09 0.7

BGAD 10 769.44 12.56 0.9


74

Bedingt durch die geringen Varianzanteile der Facetten Geschlecht sowie die mit der

Einflussgröße Alter und den Wechselwirkungen G∗A, G∗D, A∗D, B∗G∗A, B∗G∗D und

B∗A∗D verbundenen negativen Varianzkomponentenschätzungen erfolgte die D-

Studie auf Grundlage eines gemischten 3-Facetten-Modells (Berufsabschnitt, Person,

Dimension) mit den Dimensionen als festem Effekt (siehe Tabelle 6.15).

50 % der Messwertvariabilität resultiert aus interindividuellen Unterschieden in den

Einschätzungen der Einkommenssituation, wobei die Residualvarianz (P∗D:B) mit

46.8 % den zweitgrößten Teil der Varianz erklärt. Das Messobjekt (Berufsabschnitt)

trägt dagegen nur unwesentlich zur Varianzaufklärung bei.

Tab. 6.15 D-Studien Ergebnisse für die einkommensbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 11 Berufsabschnitte, 44 Personen und 2 Dimensionen;

Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Person; Fester Effekt:

Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 10 2439.57 12.38 0.9

Person:Beruf 473 1350.17 675.08 50.0

Dimension – D 1 20200.50 39.43 1.5

BD 10 1118.92 11.07 0.8

PD:B, Fehler 473 631.69 631.69 46.8

Zur Erreichung der für Orientierungsmessungen, Screenings und Präzisionsmessungen

empfohlenen Zuverlässigkeit sind Urteilerkollektive von 128, 219 und 491 Personen

erforderlich.

6.2.4 Zusammenfassung

Auf der Ebene der Dimensionen erlaubt der DGB-Index zwischen verschiedenen Berufsabschnitten

reliabel zu differenzieren, wobei die erforderlichen Stichprobengrößen

mit einem Umfang zwischen 51 und 2073 Personen beträchtlich variieren (vgl.

Tab. 6.16).

Substanzielle alters- und geschlechtsbezogene Einflüsse auf die Beurteilungen liegen

nicht vor. Eine Zusammenfassung der ressourcenbezogenen Dimensionen erscheint

– auf Grund der Heterogenität der erfassten Aspekte – nicht optimal, so dass

eine Überarbeitung dieses Inhaltsbereichs sinnvoll ist.


75

Tab. 6.16 Stichprobenumfang zur Erreichung der für eine Orientierungsmessung,

ein Screening und eine Präzisionsmessung erforderlichen Mindestreliabilität

Dimensionen

Ressourcen

10 Dimensionen

Belastungen

3 Dimensionen

Einkommen

2 Dimensionen

Relative Zuverlässigkeit Absolute Zuverlässigkeit

0.70 0.80 0.90 0.70 0.80 0.90

578 922 2073 578 922 2073

51 88 196 51 88 196

128 219 491 128 219 491

6.3 Auswertung auf der Ebene der Teilindizes

Werte für alle drei Teilindizes konnten für 7764 Befragte der 7930 Teilnehmer bestimmt

werden (vgl. Tab. 6.17), aus denen – für elf Berufsabschnitte – jeweils erneut

Kollektive von 44 Personen (11 jüngere Frauen, 11 jüngere Männer, 11 ältere Frauen,

11 ältere Männer) für die weiteren Auswertungen gezogen wurde.

Tab. 6.17 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 2042 26.3 1854 23.9 3896 50.2

Weiblich 2009 25.9 1859 23.9 3868 49.8

Summe 4051 52.2 3713 47.8 7764 100.0

Die durchschnittliche Qualität der Arbeit erreicht bei Warenprüfern/

Versandfertigmachern (IIIr) ihre niedrigste (Mittelwert: 48.4) und bei Dienstleistungskaufleuten

(Vb, Mittelwert: 64.0) ihre höchste Ausprägung (vgl. Abb. 6.12).

Abb. 6.12 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte


76

Die zwischen Frauen (Mittelwert: 54.8) und Männern (Mittelwert: 58.9), aber auch

Jüngeren (Mittelwert: 57.3) und Älteren (Mittelwert: 56.4) bestehenden Abweichungen

bleiben in ihrer Größenordnung eher unauffällig. Für den Teilindex Einkommen/Sicherheit

ergibt sich mit 43.0 der geringste Mittelwert (vgl. Abb. 6.13).

Abb. 6.13 Mittelwerte und Standardabweichungen der Teilindizes

Im Vergleich dazu liegen die beiden Indizes Ressourcen und Belastungen mit Durchschnittswerten

von 63.5 bzw. 64.0 auf ähnlichem, höherem Niveau. Von den im Rahmen

der G-Studie erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen erreicht der größte

Teil eher kleine Werte (vgl. Tab. 6.18).

Tab. 6.18 G-Studien Ergebnisse für die Teilindizes (Gemischtes Modell; Random

Effekt: Beruf, Alter, Person; Fester Effekt: Geschlecht, Teilindex)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 10 3023.94 17.84 2.4

Geschlecht - G 1 5940.75 7.69 0.5

Alter - A 1 260.49 -0.56 0.0

Person:BGA - P 440 1039.30 346.43 47.2

Item - I 2 69689.59 143.34 13.0

BG 10 614.47 -0.49 0.0

BA 10 669.55 -5.60 0.0

BI 20 353.57 -1.16 0.0

GA 1 392.58 -0.70 0.0

GI 2 169.48 0.38 0.0

AI 2 363.99 -0.17 0.0

PI:BGA, Fehler 880 257.28 257.28 35.1

BGA 10 646.99 -11.89 0.0

BGI 20 124.62 -8.99 0.0

BAI 20 404.69 6.70 0.9

GAI 2 274.67 -0.39 0.0

BGAI 20 322.29 5.91 0.8


77

Nennenswert zur Varianzaufklärung tragen nur die Facette Person – auf die 47.2 %

der Gesamtvarianz zurückgehen – die Interaktion P∗T:BGA – die 35.1 % bindet – die

Facette Teilindex – mit einem Varianzanteil von 13 % bei. In die folgende D-Studie

wurden, aufgrund der negativen Varianzkomponentenschätzungen (A, B∗G, B∗A,

B∗T, G∗A, A∗T, B∗G∗A, B∗G∗T, G∗A∗T), wieder nur die Einflussgrößen Berufsabschnitt,

Person und Teilindex einbezogen (vgl. Tab. 6.19).

Tab. 6.19 D-Studien Ergebnisse für die Teilindizes (Datenbasis: 11 Berufsabschnitte,

44 Personen und 3 Teilindizes; Gemischtes Modell;

Random Effekt: Beruf, Person; Fester Effekt: Teilindex)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 10 3023.94 15.17 2.1

Person:B 473 1021.56 340.52 47.8

Teilindex - T 2 69689.59 143.26 13.4

BT 20 353.57 2.15 0.3

PT:B 946 259.04 259.04 36.4

Auf das Messobjekt entfallen danach nur 2.1 % der Varianz. Die Fehlervarianz setzt

sich im Wesentlichen aus den auf die Facetten Person, Teilindex und Residuum zurückgehenden

Varianzanteilen zusammen (insgesamt 97.6 % der Gesamtvarianz).

Ein G-Koeffizient von 0.70 ergibt sich bereits bei einem Kollektiv von 53 Urteilern,

eine Zuverlässigkeit von 0.80 verlangt 90 Befragte und eine Reliabilität von 0.90 stellt

sich bei 203 Teilnehmern ein.

6.3.1 Zusammenfassung

Der DGB-Index erlaubt auf Grundlage der Teilindizes eine zuverlässige Differenzierung

von Berufsabschnitten bei realistisch zu erreichenden Stichprobengrößen von

weniger als 210 Personen. Allerdings zeigt der durch die Facette Teilindex aufgeklärte

Varianzanteil von 13 % deutliche Abweichungen zwischen den drei Bereichen

Ressourcen, Belastungen und Einkommen/Sicherheit, so dass durch die Bildung eines

Gesamtindex wichtige Detailinformationen zur Qualität der Arbeit nicht mehr verfügbar

sind. Eine nennenswerte Wirkung der Einflussgrößen Alter und Geschlecht

besteht nicht.


78

7 Auswertung für das Jahr 2010

7.1 Auswertung auf der Ebene der Items

Sämtliche 31 Items des DGB- Index beantworteten von den 4150 im Jahr 2010 befragten

Personen (vgl. Tab. 7.1) insgesamt 2553 Teilnehmer (1183 Männer (46.4 %),

1370 Frauen (53.6 %), 1499 Jüngere (58.7 %), 1054 Ältere (41.3 %) aus denen für

sieben Berufsabschnitte jeweils eine Zufallsstichprobe von 44 Befragten gezogen

wurde (11 jüngere Männer, 11 jüngere Frauen, 11 ältere Männer, 11 ältere Frauen).

Tab. 7.1 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 686 26.9 497 19.5 1183 46.4

Weiblich 813 31.8 557 21.8 1370 53.6

Summe 1499 58.7 1054 41.3 2553 100.0

7.1.1 Skala Ressourcen

Die mittlere Ausprägung der bei der Arbeit vorhandenen Ressourcen variiert in Abhängigkeit

von den Berufsabschnitten (vgl. Abb. 7.1) zwischen 53.9 (Vc: Verkehrsberufe)

und 66.4 (Vb: Dienstleistungskaufleute).

Dabei werden die betrieblich vorhandenen Aufstiegschancen (Item 4, Mittelwert:

44.3) am ungünstigsten und der gesellschaftliche Wert der Arbeit (Item 16, Mittelwert:

81.3) am besten beurteilt (vgl. Abb. 7.2).

Abb. 7.1 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Substanzielle Unterschiede in den ressourcenbezogenen Einschätzungen treten zwischen

den Geschlechtern und Altersgruppen nicht auf (Frauen, Mittelwert: 61.0;

Männer, Mittelwert: 63.6; Jüngere, Mittelwert: 64.3; Ältere, Mittelwert: 60.3).


79

Abb. 7.2 Mittelwerte und Standardabweichungen der ressourcenbezogenen Items

Die im Rahmen der G-Studie erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen belegen

(vgl. Tab. 7.2), dass nur drei Facetten substanziell zur Varianzaufklärung beitragen.

So bestehen – wie sich aus dem auf die Personen zurückgehenden Varianzanteil

von 33.9 % ergibt – bedeutsame interindividuelle Unterschiede in den Einschätzungen

der jeweils gegebenen Ressourcen.

Tab. 7.2 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Ressourcen (Random

Effekte: Berufsabschnitt, Alter, Person, Item; Fixed Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf- B 6 15215.95 8.66 0.8

Geschlecht - G 1 10218.61 -1.26 0.0

Alter - A 1 23069.23 5.33 0.5

Person:BGA 280 7170.05 347.43 33.9

Item - I 18 21754.87 65.73 6.4

BG 6 5744.13 -2.43 0.0

BA 6 7221.59 0.30 0.0

BI 108 1254.01 17.25 1.7

GA 1 15025.31 5.64 0.6

GI 18 479.17 -1.08 0.0

AI 18 752.54 1.67 0.2

PI:BGA, Fehler 5040 568.92 568.92 55.6

BGA 6 6710.60 -2.03 0.0

BGI 108 583.08 2.21 0.2

BAI 108 495.12 -3.36 0.0

GAI 18 597.19 0.82 0.1

BGAI 108 534.40 -3.14 0.0

Die Items – auf die 6.4 % der Varianz entfallen – erfassen die arbeitsbezogenen

Ressourcen folglich nicht in gleicher Weise. Den größten Varianzbeitrag – nämlich


80

55.6 % – liefert die Wechselwirkung P∗I:BGA, die auf Inkonsistenzen der Befragten

bei der Beurteilung der Items hinweist, wobei dieser Anteil ebenfalls – bedingt durch

das hierarchische Design – sämtliche Interaktionskomponenten der 5 Facetten zusammen

mit den Effekten aller weiteren unkontrollierten Störgrößen einschließt.

Insgesamt fällt auf, dass für das Geschlecht sowie die Interaktionen B∗G, G∗I,

B∗G∗A, B∗A∗I und B∗G∗A∗I negative Varianzkomponenten resultieren, so dass die

D-Studie neben dem Messobjekt „Berufsabschnitt“ (nB=7) nur noch die Fehlerfacetten

„Person“ (nP=44) und „Items“ (nI=19) berücksichtigt. Mit 0.9 Prozent geht auf das

Messobjekt ein außerordentlich geringer Varianzanteil zurück (vgl. Tab. 7.3). Dagegen

tragen die Facetten Person und Items mit 34.7 % bzw. 6.6 % substanziell zur

Varianzaufklärung bei. Der mit 56.3 % größte Varianzanteil entfällt auf die Interaktion

P∗I:B.

Tab. 7.3 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Ressourcen (Datenbasis:

7 Berufsabschnitte, 44 Personen und 19 Items; vollständiges Random-

Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 6 15215.95 8.74 0.9

Person:B 301 7222.54 350.27 34.7

Item - I 18 21754.87 66.56 6.6

BI 108 1254.01 15.60 1.5

PI:B, Fehler 5418 567.45 567.45 56.3

Eine sich aus 19 Items zusammensetzende ressourcenbezogene Skala erreicht eine

relative Zuverlässigkeit von 0.70 (Orientierungsmessung) bei einem Kollektiv von 130

Urteilern. Soll die Skala für ein Screening (ρ 2 ≥ 0.80) eingesetzt werden, ist eine

Stichprobe von 279 und für Präzisionsmessungen (ρ 2 ≥ 0.90) von 2536 Personen

notwendig. Bei einer Itemanzahl von 19 ergibt sich dagegen ein Φ von 0.70, 0.80 und

0.90 erst bei einem nicht mehr praktikablen Erhebungsaufwand.

7.1.2 Skala Belastungen

Mit einem Wert von 56.5 ergibt sich bei der eingeschätzten Belastung für Gesundheitsdienstberufe

(Vg) der niedrigste und für Techniker/technische Sonderfachkräfte

(IVb) mit 71.0 der höchste Mittelwert, wobei erneut die Qualität der Arbeit in ihrem

Niveau insgesamt als mittelmäßig beurteilt wird (vgl. Abb. 7.3).


81

Abb. 7.3 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Ausgehend von den durchschnittlichen Itembeurteilungen (vgl. Abb. 7.4) resultiert für

den erlebten Zeitdruck der geringste (Item 2, Mittelwert: 49.8) und das Item schwere

körperliche Arbeit (Item 6, Mittelwert: 77.4) bzw. laute Umgebungsgeräusche (Item 8,

Mittelwert: 77.9) der größte Mittelwert. In der Tendenz unterscheiden sich Männer

(Mittelwert: 68.1) und Frauen (Mittelwert: 61.5) wie auch Jüngere (Mittelwerte: 66.3)

und Ältere (Mittelwert: 63.4) nur marginal in ihren Belastungseinschätzungen.

Die Ergebnisse der für die Items der Skala Belastungen durchgeführten G-Studie

zeigt Tabelle 7.4. Erneut binden die Facetten Berufsabschnitt sowie Alter und Geschlecht

keine substanziellen Varianzanteile.

Abb. 7.4 Mittelwerte und Standardabweichungen der belastungsbezogenen Items

Auffällig sind wieder mit 31 % die durch die Person und mit gut 56 % die durch die

Interaktion P∗I:BGA aufgeklärten Varianzanteile. Darüber hinaus treten nicht zu vernachlässigende

Abweichungen zwischen den Items auf, wie der auf diese Facette

zurückzuführende Varianzanteil von 6.5 %. belegt. Die für die Wechselwirkungen

B∗G, B∗A, G∗I, B∗G∗A, B∗G∗I und B∗A∗I erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen

legen auch hier nahe, das varianzanalytische Auswertungsmodell zu reduzieren

und neben dem Messobjekt Berufsabschnitt als Fehlerfacetten nur noch die Personen

und Items in die D-Studie einzubeziehen (vgl. Tab. 7.5).


Tab. 7.4 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Belastungen (Random

Effekt: Beruf, Alter, Person, Item; Fester Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

82

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 6 8896.11 12.94 0.9

Geschlecht – G 1 26772.27 17.45 0.6

Alter – A 1 5017.15 1.91 0.1

Person:BGA 280 4253.30 433.50 31.0

Item – I 7 30415.42 91.18 6.5

BG 6 514.17 -2.40 0.0

BA 6 2623.12 -8.07 0.0

BI 42 2293.35 39.03 2.8

GA 1 6441.66 8.22 0.6

GI 7 509.70 -4.07 0.0

AI 7 614.91 0.25 0.0

PI:BGA, Fehler 1960 785.32 785.32 56.2

BGA 6 1054.57 -38.02 0.0

BGI 42 813.69 -5.39 0.0

BAI 42 576.21 -9.51 0.0

GAI 7 1254.12 4.18 0.3

BGAI 42 932.16 13.35 1.0

Danach fällt mit 31.5 % die Varianzaufklärung durch die Urteiler sowie – mit einem

Varianzanteil von annährend 59 % – der Residualterm auf (vgl. Tab. 7.5), der neben

der Interaktion P∗I:B auch die Wirkung aller weiteren unkontrollierten systematischen

und unsystematischen Fehlereinflüsse enthält. Die Items, die knapp 7 % der Varianz

binden, erfassen die auftretende Belastung somit nicht einheitlich.

Tab. 7.5 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Belastungen (Datenbasis:

7 Berufsabschnitte, 44 Personen und 8 Items; vollständiges Random-

Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 6 8896.11 9.149 0.7

Person:B 301 4167.13 422.80 31.5

Iteam – I 7 30415.42 91.31 6.8

BI 42 2293.35 34.29 2.6

PI:B, Fehler 2107 784.72 784.72 58.5

Eine acht Items umfassende Belastungsskala erreicht weder die für relative noch

absolute Entscheidungen empfohlene Reliabilitätsuntergrenze von 0.70 mit realis-


83

tisch zu erreichenden Stichprobengrößen. Zuverlässige Aussagen zu den zwischen

verschiedenen Berufsabschnitten bestehenden belastungsbezogenen Unterschieden

lassen sich somit auf dieser Basis nicht machen.

7.1.3 Skala Einkommen/Sicherheit

Mit Ausnahme des für den Berufsabschnitt Dienstleistungskaufleute (Vb, Mittelwert:

51.4) erhaltenen mittleren Ratings zur Einkommenssituation bzw. Sicherheit liegen

alle übrigen Werte unter 50 und zeigen damit „schlechte Arbeit“ an, wobei sich für

Verkehrsberufe (Vc) mit 34.7 der niedrigste Durchschnittswert ergibt (vgl. Abb. 7.5).

Abb. 7.5 Mittelwerte und Standardabweichungen der einzelnen Berufsabschnitte

Dabei treten zwischen Frauen (Mittelwert: 39.2) und Männern (Mittelwert: 48.2) in der

Einschätzung ihrer Einkommenssituation keine als substanziell einzustufenden Unterschiede

auf. Bedeutsame Abweichungen zwischen Jüngeren (Mittelwert: 43.9)

und Älteren (Mittelwert: 43.5) lassen sich ebenfalls nicht beobachten. Bei den Items

errechnet sich für die Frage „wie schätzen Sie Ihre Rente auf Ihrer Beruflichen Tätigkeit“

(Item 4) mit 29.7 der geringste und für die Frage „Entspricht Ihre Einkommen

ungefähr ihren Bedürfnissen“(Item 3) mit 50.3 der höchste Durchschnittswert (vgl.

Abb. 7.6).

Abb. 7.6 Mittelwerte und Standardabweichungen der einkommensbezogenen

Items

Von den fünf im Rahmen der G-Studie berücksichtigten Einflussgrößen fallen – wie

bei den übrigen Analysen auch schon – die Facette Person und die Interaktion


84

P∗I:BGA mit aufgeklärten Varianzanteilen von gut 28 bzw. 52 Prozent auf (vgl. Tab.

7.6). Darüber hinaus erfassen die Items, auf die annähernd 7 Prozent der Varianz

zurückgehen, die Einkommenssituation nicht in vergleichbarem Ausmaß.

Tab. 7.6 G-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Einkommen/Sicherheit

(Random Effekt: Beruf, Alter, Person, Item; Fester Effekt: Geschlecht)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf- B 6 5694.77 14.61 1.1

Geschlecht - G 1 24678.73 44.45 1.7

Alter – A 1 63.64 -2.73 0.0

Person:BGA 280 2135.09 366.55 28.3

Item – I 3 27760.88 85.54 6.6

BG 6 989.92 -49.54 0.0

BA 6 2080.43 -1.05 0.0

BI 18 1748.52 23.69 1.8

GA 1 932.78 -11.74 0.0

GI 3 1443.47 -2.78 0.0

AI 3 371.42 -2.17 0.0

PI:BGA, Fehler 840 668.91 668.91 51.7

BGA 6 4199.41 53.64 4.1

BGI 18 1523.66 52.29 4.0

BAI 18 706.24 1.70 0.1

GAI 3 721.45 4.52 0.3

BGAI 18 373.26 -26.88 0.0

Die hier ebenfalls auftretenden negativen Varianzkomponentenschätzungen (A, B∗G,

B∗A, G∗A, G∗I, A∗I, B∗G∗A∗I) lassen für die D-Studie erneut ein reduziertes varianzanalytisches

Modell mit nur noch drei Facetten (Berufsabschnitt, Person, Item) sinnvoll

erscheinen.

Mit 57.4 % bindet der Residualterm (P∗I:B, Fehler) den größten Varianzanteil (vgl.

Tab. 7.7). Der auf die Facette Person zurückgehende Varianzbeitrag von 32.3 %

weist auf nicht zu vernachlässigende interindividuelle Unterschiede im Skalengebrauch

hin. Weiterhin differieren die Items in der Erfassung der Einkommenssituation

nicht unerheblich voneinander, wie der auf diese Facette zurückgehende Varianzanteil

von gut 7 % belegt. Die Bewertungen der Berufsabschnitte zeigen dagegen

nur geringfügige Abweichungen.


85

Tab. 7.7 D-Studien Ergebnisse für die Items der Skala Einkommen/Sicherheit

(Datenbasis: 7 Berufsabschnitte, 44 Personen und 4 Items; vollständiges

Random-Modell)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 6 5694.77 13.71 1.2

Person:B 301 2216.34 383.45 32.3

Item – I 3 27760.88 84.46 7.1

BI 18 1748.52 24.23 2.0

PI:B 903 682.56 682.56 57.4

Die Ergebnisse der D-Studie demonstrieren, dass eine reliable Differenzierung von

Berufsabschnitten über eine nur 4 Items umfassende Skala nicht gelingt. So resultiert

ein relativer G-Koeffizient von 0.70 erst bei 5 Items und einer Stichprobe von 506

Urteilern. Ein Rho-Quadrat von 0.80 macht mindestens 8 Items und 1177 Befragte

notwendig. Die für Präzisionsmessungen erforderliche Zuverlässigkeit (0.90) setzt 17

Items und 4326 Teilnehmer voraus.

Sollen auf Basis der Messwerte absolut Entscheidungen getroffen werden, muss die

Anzahl der Items sogar auf 19 erhöht und ein Kollektiv von 2717 gewonnen werden,

um das für Orientierungsmessungen empfohlene Reliabilitätsniveau zu erreichen.

Ein Screening verlangt dann bereits 32 Items sowie mehr als 13 000 Befragte und

eine Präzisionsmessung 71 Items bei einer Stichprobe von mehr als 29 000 Personen.

7.1.4 Zusammenfassung

Bedeutsame alters- und geschlechtsbezogene Effekte treten nicht auf. Die Items der

drei Skalen zeigen allerdings jeweils nicht unerhebliche Abweichungen und sind somit

inhaltlich nicht homogen. Die Befunde demonstrieren weiterhin, dass eine zuverlässige

Ermittlung der Belastungen sowie von Einkommen/Sicherheit mit der jeweils

vorgesehenen Itemanzahl weder für relative noch absolute Entscheidungen möglich

ist. Weiterhin reicht die Länge der Skala Ressourcen nicht aus, wenn absolut Aussagen

angestrebt werden (vgl. Tab. 7.8).

Tab. 7.8 Stichprobenumfang zur Erreichung der für eine Orientierungsmessung,

ein Screening und eine Präzisionsmessung erforderlichen Mindestreliabilität

Skala

Ressourcen

19 Items

Belastungen

8 Items

Einkommen

4 Items

Relative Zuverlässigkeit Absolute Zuverlässigkeit

0.70 0.80 0.90 0.70 0.80 0.90

130 279 2536 - - -

- - - - - -

- - - - - -


7.2 Auswertung auf der Ebene der Dimensionen

86

Von den insgesamt 4150 Befragungsteilnehmern liegen bei 3188 Personen (1839

Jüngere und 1349 Ältere, 1419 Männer und 1769 Frauen) vollständige Werte für alle

15 Dimensionen des DGB-Index vor (vgl. Tab. 7.9), aus denen – für sieben Berufsabschnitte

– jeweils eine Zufallsstichprobe von 44 Personen (11 jüngere Frauen, 11

jüngere Männer, 11 ältere Frauen, 11 ältere Männer) für die weiteren Auswertungen

gezogen wurde.

Tab. 7.9 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 810 25.4 609 19.1 1419 44.5

Weiblich 1029 32.3 740 23.2 1769 55.5

Summe 1839 57.7 1349 42.3 3188 100.0

7.2.1 Ressourcenbezogene Dimensionen

Die für die Berufsabschnitte auf Basis der zehn Dimensionswerte jeweils erhaltene

durchschnittliche Ausprägung der Ressourcen variiert insgesamt zwischen 58.5 (Vc

– Verkehrsberufe) und 68.6 (Vh – Sozial– und Erziehungsberufe sowie a.n.g. naturwissenschaftliche

Berufe) und entspricht damit in ihrem Niveau „mittelmäßiger Arbeit“

(vgl. Abb. 7.7).

Abb. 7.7 Mittelwerte der Berufsabschnitte

Wenn auch Männer (Mittelwert: 66.0) die vorhandenen Ressourcen im Vergleich zu

den Frauen (Mittelwert: 62.4) etwas günstiger beurteilen und auch Jüngere (Mittelwert:

66.3) die arbeitsbezogenen Ressourcen in Relation zu den Älteren (Mittelwert:

62.1) ein wenig besser einschätzen, so lassen sich die Differenzen insgesamt als

gering charakterisieren. Die Befragten bewerten die jeweils vorhandenen Aufstiegschancen

(vgl. Abb. 7.8) am schlechtesten (Dimension 3, Mittelwert 45.5) und den

gesellschaftlichen Wert ihrer Arbeit (Dimension 9 „Sinnvolle Arbeit) am besten (Mittelwert:

82.0).


Abb. 7.8 Mittelwerte und Standardabweichungen der ressourcenbezogenen

Dimensionen

87

Die durchgeführte G-Studie basiert auf einem gemischten Modell mit den Facetten

Berufsabschnitt, Person, Alter als zufälligem sowie den Einflussgrößen Geschlecht

und Dimension als festem Effet.

Von den so gewonnenen Varianzkomponentenschätzungen (vgl. Tab. 7.10) fallen in

ihrer Größe drei auf, nämlich die Facetten Person, Dimension und die Interaktion

P∗D:BGA, die zusammen annähernd 92 % der Gesamtvarianz aufklären. Damit bestehen

zwischen den Befragten deutliche Unterschiede in der Beurteilung der jeweils

vorhandenen Ressourcen. Weiterhin erfassen die Dimensionen die verfügbare Unterstützung

bei der Arbeit nicht in gleichem Maß und die Rangordnung der Personen

variiert in Abhängigkeit von der jeweiligen Dimension.

Tab. 7.10 G-Studien Ergebnisse für die ressourcenbezogenen Dimensionen

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 6 5573.63 6.00 0.7

Geschlecht - G 1 9803.58 -5.39 0.0

Alter - A 1 13612.22 6.93 0.8

Person:BGA - P 280 3165.45 316.55 36.4

Dimension - D 9 30380.64 93.70 9.7

BG 6 5120.80 15.68 1.8

BA 6 2936.05 -1.04 0.0

BD 54 1046.30 17.75 2.0

GA 1 14657.46 16.87 1.9

GD 9 493.04 2.03 0.1

AD 9 741.59 3.09 0.4

PD:BGA, Fehler 2520 398.55 398.55 45.8

BGA 6 1670.67 -13.59 0.0

BGD 54 395.31 -1.68 0.0

BAD 54 265.52 -6.05 0.0

GAD 9 217.11 -2.79 0.0

BGAD 54 432.19 3.06 0.4


88

Bedingt durch die mit den Facetten Geschlecht sowie den Wechselwirkungen B∗A,

B∗G∗A, B∗G∗D, B∗A∗D und G∗A∗D verbundenen negativen Varianzkomponenten

gingen in die D-Studie nur drei Facetten – nämlich Berufsabschnitt, Person und Dimension

ein, wobei erneut ein gemischtes Modell mit den Dimensionen als festem

und den übrigen zwei Facetten als random Effekt angesetzt wurde (vgl. Tab. 7.11).

Tab. 7.11 D-Studien Ergebnisse für die ressourcenbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 7 Berufsabschnitte, 44 Personen und 10 Dimensionen)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 6 5573.63 5.25 0.6

Person:Beruf 301 3265.00 326.50 39.4

Dimension - D 9 30380.64 95.24 10.3

BD 54 1046.30 14.75 1.8

PD:B 2709 397.36 397.36 47.9

Das Messobjekt bindet nur 0.6 % der Varianz. Damit gehen knapp 98 % der Variabilität

der Messwerte auf Fehlereinflüsse zurück, wobei 47.9 % der Gesamtvarianz auf

die Wechselwirkung P∗D:B sowie weitere unkontrollierte Fehlereinflüsse entfallen.

Ausgehend von den 10 ressourcenbezogenen Dimensionen setzt die für Orientierungsmessungen

erforderliche Zuverlässigkeit (0.70) ein Kollektiv von 131 Personen

voraus. Weiterhin sind 450 Urteiler für ein Screening (0.80) notwendig. Präzisionsmessungen

sind auf Grundlage der 10 Dimensionen mit vertretbarem Aufwand nicht

möglich.

7.2.2 Belastungsbezogene Dimensionen

Das subjektiv eingeschätzte Belastungsniveau nimmt bei den Berufsabschnitten insgesamt

Werte zwischen 59.8 (Vg – Gesundheitsdienstberufe) und 73.7 (IVb – Techniker/technische

Sonderfachkräfte) an (vgl. Abb. 7.9). Wenn auch Männer die Arbeitsbelastung

tendenziell positiver einschätzen (69.2) als Frauen (62.6) und Jüngere

leicht günstigere Urteile abgeben (67.9) als Ältere (63.9), so sind die auftretenden

Unterschiede jedoch vernachlässigbar.

Abb. 7.9 Mittelwerte der Berufsabschnitte


89

Die Dimension 3 „körperliche Anforderungen“ (vgl. Abb. 7.10) wird insgesamt am positivsten

beurteilt (Mittelwert: 71.1), gefolgt von den „emotionalen Anforderungen“

(Dimension 2, Mittelwert: 69.8) und der „Arbeitsintensität“ (Dimension 1, Mittelwert:

56.7).

Abb. 7.10 Mittelwerte und Standardabweichungen der belastungsbezogenen

Dimensionen

Zwei Facetten – nämlich Personen und die Interaktion P∗D:BGA – erklären – wie die

G-Studie belegt (vgl. Tab. 7.12) fast 90.0 % der in den Daten vorhandenen Variabilität.

Tab. 7.12 G-Studien Ergebnisse für die belastungsbezogenen Dimensionen

(Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Alter, Person; Feste Effekt:

Geschlecht, Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 10 4406.39 27.74 2.5

Geschlecht - G 1 7632.40 9.83 0.4

Alter – A 1 541.85 -0.28 0.0

Person:BGA - P 440 1475.20 491.73 44.3

Dimension - D 2 23208.86 41.34 2.5

BG 10 1471.01 6.71 0.6

BA 10 744.60 -11.07 0.0

BD 20 3432.17 68.53 6.2

GA 1 49.84 -2.69 0.0

GD 2 1725.40 5.03 0.2

AD 2 185.27 -0.96 0.0

PD:BGA, Fehler 880 467.21 467.21 42.1

BGA 10 1027.88 -13.56 0.0

BGD 20 750.49 10.97 1.0

BAD 20 416.66 -2.30 0.0

GAD 2 265.94 -2.01 0.0

BGAD 20 509.21 3.82 0.3


90

Da hier wieder einige der Varianzkomponentenschätzungen zu negativen Werten

führten (B∗G, B∗A, A∗D, B∗G∗A, B∗A∗D, G∗A∗D, B∗G∗A∗D), erfolgte die anschließend

vorgenommene D-Studie erneut nur auf Basis der drei Facetten Berufsabschnitt,

Person und Dimension (vgl. Tab. 7.13).

Danach geht mit 47.8 % der größte Anteil der in den subjektiven belastungsbezogenen

Einschätzungen bestehenden Variabilität auf interindividuelle Abweichungen in

den Bewertungen zurück. Weiterhin wechselt die Rangordnung der Dimensionen mit

den Personen bzw. liegen nicht unerhebliche durch unkontrollierte Störeinflüsse entstehende

Effekte auf die Messwerte vor, wie der durch den Residualterm (P∗D:B,

Fehler) erklärte Varianzanteil von 45.1 % belegt. Das Messobjekt bindet dagegen nur

1.3 % der Varianz (vgl. Tab. 7.13).

Tab. 7.13 D-Studien Ergebnisse für die belastungsbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 7 Berufsabschnitte, 44 Personen und 3 Dimensionen;

Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Person; Fester Effekt:

Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 6 3187.58 13.18 1.3

Person:Beruf 301 1447.41 482.47 47.8

Dimension - D 2 19541.59 59.25 3.9

BD 12 1291.34 18.98 1.9

PD:B, Fehler 602 456.07 456.07 45.1

Dementsprechend verlangt eine Orientierungsmessung 86 Personen, ein Screening

147 und eine Präzisionsmessung 330Teilnehmer.

7.2.3 Einkommensbezogene Dimensionen

Warenkaufleute (Va) schätzen ihre Einkommenssituation mit 36.8 am schlechtesten

ein (vgl. Abb. 7.11). Den höchsten Durchschnittswert (53.7) erreichen hier die Gesundheitsdienstberufe

(Vg). Dabei beurteilen Männer (52.9) ihr Einkommen besser

als Frauen (40.6). Die zwischen den Altersgruppen (Jüngere, Mittelwert: 47.0; Ältere,

Mittelwert: 46.6) bestehenden Abweichungen bleiben in ihrer Größenordnung marginal.

Abb. 7.11 Mittelwerte der Berufsabschnitte


91

Von den zwei Dimensionen wird die Sicherheit, also die berufliche Zukunft, insgesamt

günstiger (Mittelwert: 49.7) als die Einkommenssituation (Mittelwert: 43.8) beurteilt.

Aus den in Tabelle 7.14 aufgeführten Ergebnissen der G-Studie geht hervor,

dass wieder zwei Facetten – nämlich die Person und die Wechselwirkung P∗D:BGA

mit 40.3 bzw. 44.1 % die größten Varianzbeiträge liefern.

Tab. 7.14 G-Studien Ergebnisse für die einkommensbezogenen Dimensionen

(Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Alter, Person; Fester Effekt:

Geschlecht, Dimension)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf – B 6 3945.13 28.13 1.9

Geschlecht - G 1 23478.59 70.81 2.3

Alter – A 1 21.47 -4.70 0.0

Person:BGA - P 280 1219.21 609.60 40.3

Dimension - D 1 5324.22 7.31 0.2

BG 6 956.56 8.76 0.6

BA 6 1469.86 5.70 0.4

BD 6 3386.26 69.82 4.6

GA 1 1282.99 4.62 0.3

GD 1 3069.20 5.89 0.1

AD 1 1.37 -2.03 0.0

PD:BGA, Fehler 280 667.38 667.38 44.1

BGA 6 570.93 -29.47 0.0

BGD 6 2107.24 78.13 5.2

BAD 6 314.33 -16.05 0.0

GAD 1 444.04 0.72 0.0

BGAD 6 388.47 -25.36 0.0

Bedingt durch die geringen Varianzanteile der Facette Geschlecht sowie die mit der

Einflussgröße Alter und den Wechselwirkungen A∗D, B∗G∗A, B∗A∗D und B∗G∗A∗D

verbundenen negativen Varianzkomponentenschätzungen erfolgte die D-Studie auf

Grundlage eines gemischten 3- Facetten-Modells (Berufsabschnitt, Person, Dimension)

mit den Dimensionen als festem Effekt (siehe Tabelle 7.15).Annähernd 45 %

der Messwertvariabilität resultiert aus interindividuellen Unterschieden in den Einschätzungen

der Einkommenssituation, wobei die Residualvarianz (P∗D:B) mit

48.4 % knapp die Hälfte der Varianz erklärt. Durch das Messobjekt (Berufsabschnitt)

wird dagegen nur ein Varianzanteil von 2.1 % gebunden.


Tab. 7.15 D-Studien Ergebnisse für die einkommensbezogenen Dimensionen

(Datenbasis: 7 Berufsabschnitte, 44 Personen und 2 Dimensionen;

Gemischtes Modell; Random Effekt: Beruf, Person; Fester Effekt:

Dimension)

Varianzquelle df

92

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 6 3945.13 30.33 2.1

Person:Beruf 301 1276.23 638.11 44.9

Dimension - D 1 5324.22 6.29 0.2

BD 6 3386.26 61.31 4.3

PD:B, Fehler 301 688.51 688.51 48.4

Um die für Orientierungsmessungen, Screenings und Präzisionsmessungen empfohlene

Zuverlässigkeit zu erreichen, sind Urteilerkollektive von 50, 85 und 190 Personen

erforderlich.

7.2.4 Zusammenfassung

Auf der Ebene der Dimensionen erlaubt der DGB-Index eine zuverlässige Differenzierung

verschiedener Berufsabschnitte für den Bereich Belastung und Einkommen/Sicherheit.

Die Skala Ressourcen erfüllt zwar das für Orientierungs- und Screeningmessungen

erforderliche Reliabilitätsniveau lässt aber Präzisionsmessungen

nicht mehr zu (vgl. Tab. 7.16).

Tab. 7.16 Stichprobenumfang zur Erreichung der für eine Orientierungsmessung,

ein Screening und eine Präzisionsmessung erforderlichen Mindestreliabilität

Skala

Ressourcen

19 Items

Belastungen

8 Items

Einkommen

4 Items

Relative Zuverlässigkeit Absolute Zuverlässigkeit

0.70 0.80 0.90 0.70 0.80 0.90

131 450 - 131 450 -

86 147 330 86 147 330

50 85 190 50 85 190

Darüber hinaus sind die ressourcenbezogenen Dimensionen inhaltlich inkohärent.

Die Messwerte sind vom Alter und Geschlecht der Befragten in nennenswertem

Ausmaß nicht abhängig.


93

7.3 Auswertung auf der Ebene der Teilindizes

Werte für alle drei Teilindizes konnten für 4055 Befragte von den 4150 Teilnehmern

bestimmt werden (vgl. Tab. 7.17). Aus dieser Teilstichprobe wurde – für sieben Berufsabschnitte

– jeweils nach Zufall erneut ein Kollektiv von 44 Personen (11 jüngere

Frauen, 11 jüngere Männer, 11 ältere Frauen, 11 ältere Männer) für die weiteren

Auswertungen gezogen.

Tab 7.17 Anzahl und prozentualer Anteil der Befragten mit vollständigen Daten

nach Geschlecht und Altersgruppe

Geschlecht

Altersgruppe

16 – 45 Jahre 46 – 75 Jahre

Summe

Anzahl Prozent Anzahl Prozent Anzahl Prozent

Männlich 944 23.3 788 19.4 1732 42.7

Weiblich 1286 31.7 1037 25.6 2323 57.3

Summe 2230 55.0 1825 45.0 4055 100.0

Die durchschnittliche Qualität der Arbeit erreicht bei Verkehrsberufen (Vc) ihre niedrigste

(Mittelwert: 53.0) und bei Technikern/technischen Sonderfachkräften (IVb, Mittelwert:

64.4) ihre höchste Ausprägung (vgl. Abb. 7.12).

Abb. 7.12 Mittelwerte der Berufsabschnitte

Die zwischen Jüngeren (60.4) und Älteren (59.4) bestehenden Abweichungen bleiben

in ihrer Größenordnung eher unauffällig, wie auch die Unterschiede zwischen

Männern (62.9) und Frauen (56.9) keine substanzielle Größenordnung annehmen.

Für den Teilindex Einkommen/Sicherheit ergibt sich mit 47.4 der geringste Mittelwert.

Im Vergleich dazu liegen die beiden Teilindizes Ressourcen und Belastungen mit

Durchschnittswerten von 65.2 bzw. 67.1 auf vergleichbarem und höherem Niveau

(vgl. Abb. 7.13).


Abb. 7.13 Mittelwerte der Teilindizes

94

Von den im Rahmen der G-Studie erhaltenen Varianzkomponentenschätzungen erreicht

der größte Teil eher kleine Werte (vgl. Tab. 7.18). Nennenswert zur Varianzaufklärung

tragen nur die Facette Person – auf die 48.4 % der Gesamtvarianz zurückgehen

– die Interaktion P∗T:BGA – die 35.0 % bindet – und die Facette Teilindex

– mit einem Varianzanteil von knapp 11 % – bei.

Tab. 7.18 G-Studien Ergebnisse für die Teilindizes (Gemischtes Modell; Random

Effekt: Beruf, Alter, Person; Fester Effekt: Geschlecht, Teilindex)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 6 2159.17 12.17 1.7

Geschlecht - G 1 8304.00 12.52 0.9

Alter – A 1 207.62 -0.75 0.0

Person:BGA - P 280 1025.38 341.80 48.4

Item – I 2 36284.36 115.61 10.9

BG 6 500.87 -7.85 0.0

BA 6 553.23 -7.15 0.0

BI 12 562.85 6.97 1.0

GA 1 3040.02 8.75 1.2

GI 2 1515.01 10.20 0.5

AI 2 370.90 0.74 0.1

PI:BGA, Fehler 560 247.17 247.17 35.0

BGA 6 1018.72 -0.20 0.0

BGI 12 188.48 -3.57 0.0

BAI 12 256.39 0.42 0.1

GAI 2 22.72 -3.17 0.0

BGAI 12 266.98 1.80 0.3


95

In die folgende D-Studie wurden, aufgrund der negativen Varianzkomponentenschätzungen

(A, B∗G, B∗A, B∗G∗A, B∗G∗T, G∗A∗T), wieder nur die Einflussgrößen Berufsabschnitt,

Person und Teilindex einbezogen (vgl. Tab. 7.19).

Tab. 7.19 D-Studien Ergebnisse für die Teilindizes (Datenbasis: 8 Berufsabschnitte,

44 Personen und 3 Teilindizes; Gemischtes Modell; Random Effekt:

Beruf, Person; Fester Effekt: Teilindex)

Varianzquelle df

Mittlere

Quadratsumme

MS

Varianz-

komponente

σ²

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

Beruf - B 6 2159.17 8.53 1.2

Person:B 301 1033.53 344.51 50.1

Teilindex - T 2 36284.36 115.98 11.2

BT 12 562.85 7.10 1.0

PT:B, Fehler 602 250.45 250.45 36.4

Auf das Messobjekt entfallen danach 1.2 % der Varianz. Die Fehlervarianz setzt sich

im Wesentlichen aus den auf die Facetten Person, Teilindex und Residuum zurückgehenden

Varianzanteilen zusammen (97.7 % der Varianz). Ein G-Koeffizient von

0.70 ergibt sich bei einem Kollektiv von 95 Urteilern, eine Zuverlässigkeit von 0.80

verlangt 162 Befragte und eine Reliabilität von 0.90 stellt sich bei 364 Teilnehmern

ein.

7.3.1 Zusammenfassung

Die mit verschiedenen Berufsabschnitten verbundene Qualität der Arbeit kann über

die drei Teilindizes – bei entsprechender Stichprobengröße – zuverlässig erfasst

werden. Allerdings erscheint auch hier die Bildung eines Gesamtindex – bedingt

durch die zwischen den Teilindizes Ressourcen, Belastungen und Einkommen/Sicherheit

bestehenden Abweichungen – nicht vorteilhaft, da so für die Gestaltung

der Arbeit wichtige Einzelinformationen verloren gehen. Ein bedeutsamer Effekt

der Einflussgrößen Alter und Geschlecht lässt sich nicht nachweisen, die somit bei

Anwendung des DGB-Index nicht weiter beachtet werden müssen


8 Überprüfung der faktoriellen Validität des

DGB-Index

96

Da zur Überprüfung der faktoriellen Validität des DGB-Index die Daten von vier Erhebungszeitpunkten

(2007-2010) zur Verfügung stehen, liegt es zunächst ebenfalls

nahe, die zeitliche Stabilität der dem DGB-Index zugrunde liegenden Struktur mit zu

ermitteln. Von einem derartigen Ansatz wurde jedoch abgesehen, weil sich die Arbeitsbedingungen

über den betrachteten Zeitraum von vier Jahren geändert haben

(z. B. durch die so genannte Wirtschaftskrise 2009/2010) und Hypothesen über der

Richtung der Verschiebungen ohne detaillierte Kenntnis von Branchenbesonderheiten

etc. nicht sinnvoll zu formulieren sind. Allerdings erscheint eine Zusammenfassung

der vier Stichproben vorteilhaft, weil durch den vermuteten Belastungswandel

die Bewertungen sich auf ein größeres Spektrum von Arbeitsbedingungen beziehen

dürften. Daher erfolgte die Analyse auf Basis der Gesamtstichprobe von 16 258 Urteilern,

die den DGB-Index vollständig beantwortet haben.

8.1 Methodisches Vorgehen

Die faktorielle Validität des DGB-Index wurde über eine konfirmatorische Faktorenanalyse

(KFA) untersucht. Das gewählte Strukturgleichungsmodell unterstellt, dass

die einzelnen Items des Index jeweils immer nur auf einer einzigen Dimension bzw.

Teilindex laden. Die Dimensionen haben weiterhin nur Beziehung zu einem der drei

Teilindizes und werden als voneinander unabhängig angenommen, d. h. sie erfassen

jeweils einen eigenständigen Aspekt der Ressourcen oder Belastungen oder des

Einkommens/der Sicherheit. Die durch die Teilindizes abgebildeten arbeitsbezogenen

Aspekte sind jedoch aufeinander bezogen (sie z. B. Fuchs, 2009) und werden

damit in das Modell als korreliert eingeführt (vgl. Abb. 8.1).


Abb. 8.1 KFA-Modell für den DGB-Index

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

97

Bei der Spezifikation dieses den Aufbau des DGB-Index nachbildenden Modells

konnte allerdings der so genannten 2-Indikator Regel (Hair et al., 2006), die pro Faktor

das Vorhandensein von mindestens zwei Items verlangt, nicht entsprochen werden.

1

1

1


98

8.2 Prüfung der Dateneigenschaften

Da eine KFA im Wesentlichen auf der Analyse von Kovarianzen basiert, deren stabile

Schätzung größere Stichproben voraussetzt, sollte zwischen dem Umfang des

Kollektivs der Befragten und der Anzahl der berücksichtigten Variablen ein angemessenes

Verhältnis bestehen, wobei eine Relation von 10:1 als akzeptabel gilt

(Ullman, 2001). Mit insgesamt 16 268 Teilnehmern und 31 Items resultiert für die vorliegende

Untersuchung eine den Erfordernissen mehr als genügende Relation von

525 Personen pro Variable. Allgemein hat sich zur Schätzung der Modellparameter

das so genannte Maximum-Likelihood-Verfahren durchgesetzt, das jedoch multivariat

normal verteilte Daten voraussetzt. Die Überprüfung dieser Verteilungsannahme

lässt sich einmal graphisch vornehmen (vgl. Abb. 8.2). Das dazu eingesetzte Verfahren

nutzt die Tatsache, dass die aus den Einschätzungen der 31 Items des DGB-

Index berechenbaren Mahalanobis-Distanzen der einzelnen Befragten zum Gruppenmittelwert

weitgehend einer Chi-Quadratverteilung folgen, wenn sich die empirisch

gewonnenen Daten multivariat normal verteilen (Johnson & Wichern, 1992).

Dazu werden die nach ihrer Größe geordneten Distanzen den mit ihnen korrespondierenden

Chi-Quadrat Percentilen gegenübergestellt. Die Daten liegen – wie Abbildung

8.2 zeigt – nicht eng um die Hauptdiagonale und entsprechen damit der Verteilungsvoraussetzung

nicht. Der zusätzlich durchgeführte Mardia-Test bestätigt diesen

Befund (S=38021.69, p < 0.01).

Chi-Quadrat-Wert

100

80

60

40

20

0

0 20 40 60 80 100

Quadrierte Mahalanobis Distanz

Abb. 8.2 Zusammenhang zwischen Mahalanobis-Distanzen und Chi-Quadrat-

Werten

Dementsprechend wurde die ADF-Methode (Asymptotically Distribution Free Estimates)

verwendet, die keinerlei Verteilungsannahmen macht und bei Stichprobengrößen

von mehr als 2500 Personen problemlos einsetzbar ist (Hair et al., 2006; Ullman,

2001). Die im Weiteren zur Identifikation möglicher Kollinearitäten vorgenommene

Analyse der Korrelationsmatrix zeigt, dass keine der bivariaten Korrelationen - die

zwischen 0.01 und 0.61 variieren - den hier geltenden oberen Grenzwert von 0.90

erreicht oder überschreitet. Damit entsprechen die Daten den Anforderungen einer

KFA.


99

Um Aufschluss über die Bestimmbarkeit des die Struktur des DGB-Index beschreibenden

Modells (vgl. Abb. 8.1) zu erhalten, erfolgte die Ermittlung der Anzahl der zu

schätzenden Parameter. Da die Metrik der drei latenten Variablen „Ressourcen“,

„Belastungen“ und „Einkommen/Sicherheit“ unbekannt ist, wurden die Varianzen der

drei Faktoren auf 1 normiert. Die Skalierung der im Modell jeweils den Status von

abhängigen Variablen habenden Dimensionen erfolgte über die Fixierung der Regressionsgewichte

von Markervariablen auf 1 (Items 1, 7, 10, 13, 18, 21. 23, 25, 29),

wodurch die Dimensionen jeweils die Varianz der gemessenen Indikatorvariable erhalten.

Darüberhinaus wurden die Regressionsgewichte der Fehlerterme ebenfalls

auf 1.0 gesetzt. Damit macht das Modell die Schätzung von 41 Varianzen, 31 Regressionsgewichten

und 3 Kovarianzen also von 75 Parametern erforderlich. Die empirische

Kovarianzmatrix enthält 31 Varianzen und 465 Kovarianzen, d. h. 496 Datenpunkte.

Dementsprechend ist das Modell überidentifiziert und lässt sich mit 421

Freiheitsgraden testen.

8.3 Modellanpassung

Von den zur Überprüfung der Modellanpassung entwickelten verschiedenen Fit-

Indizes werden u.a. das Root Mean Residual (RMR), der Tucker Lewis Index (TLI),

und der Comparative Fit Index (CFI) für nach dem ADF Verfahren vorgenommene

Parameterschätzungen empfohlen (Hu & Bentler, 1998).

Der RMR errechnet sich als Wurzel aus der mittleren quadrierten Differenz zwischen

beobachteten und geschätzten Varianzen und Kovarianzen und beträgt 100.02. Der

TLI, der im Bereich 0.0 ≥ TLI ≥ 1.0 variiert, ergibt sich zu 0.61, wobei ein Wert ≥ 0.90

eine gute Modellanpassung anzeigt. Der CFI – ein standardisierter Koeffizient, dessen

Werte ausschließlich im Intervall zwischen 0 (schlechte Anpassung) und 1 (gute

Anpassung) liegen – errechnet sich zu 0.65 und erreicht damit auch nicht den empfohlenen

Mindestwert von ≥ 0.80. Damit kann die Modellanpassung bestenfalls als

„mittelmäßig“ beschrieben werden.

8.4 Geschätzte Parameter

Sämtliche Regressionsgewichte lassen sich gegen den Zufall sichern und weichen

damit überzufällig von Null ab. Allgemein sollten die Variablen eine substanzielle Beziehung

zu den Dimensionen bzw. Teilindizes haben, also Ladungen von ≥ 0.70 besitzen

(Hair et al., 2006). Dieses Kriterium erfüllen sämtliche zur den Dimensionen

„Qualifizierungs- und Entwicklungsmöglichkeiten“, Einfluss- und Gestaltungsmöglichkeiten“,

Führungsqualität“ und „Arbeitszeit“ gehörenden Items (vgl. Tab. 8.1).

Die für die Dimension „körperliche Anforderungen und Umgebungsbedingungen“ ermittelten

Regressionsgewichte unterschreiten dagegen alle den Grenzwert von 0.70,

wohingegen bei den Dimensionen „Informationsfluss“, „Betriebskultur“, „emotionale

Anforderungen“ und „Einkommen“ jeweils nur ein Item einen ungenügenden Zusammenhang

zum Konstrukt aufweist.


100

Tab. 8.1 Regressionsgewichte für die Items und Dimensionen

1

2

Item Ladung Dimension Ladung Teilindex

Werden Ihre Qualifizierungswünsche durch konkrete

Angebote unterstützt?

Ermöglicht es Ihre Arbeit, Ihr Wissen und Können

weiterzuentwickeln?

0.729

0.785

Qualifizierungs-/

Entwicklungsmöglichkeiten

0.945

3 Können Sie eigene Ideen in Ihre Arbeit einbringen? Kreativität 0.740

4 Haben Sie in Ihrem Betrieb Aufstiegschancen?

5 Können Sie Ihre Arbeit selbstständig planen und einteilen? 0.734

6

Haben Sie Einfluss auf die Arbeitsmenge, die Ihnen

übertragen wird?

0.727

7 Haben Sie Einfluss auf die Gestaltung Ihrer Arbeitszeit? 0.787

8

9

10

11

12

13

14

15

16

Erhalten Sie alle Informationen, die Sie brauchen, um Ihre

Arbeit gut zu erledigen?

Werden bei Ihrer Arbeit widersprüchliche Anforderungen

gestellt?

Bitte geben Sie an, ob Ihr/e unmittelbare/r Vorgesetzte/r Ihre

Arbeit gut plant

Bitte geben Sie an, ob Ihr/e unmittelbare/r Vorgesetzte/r Sie

wertschätzt und Ihnen Beachtung entgegenbringt

Bitte geben Sie an, ob Ihr/e unmittelbare/r Vorgesetzte/r

Weiterbildung und Personalentwicklung hohen Stellenwert

beimisst

Haben Sie den Eindruck, dass in Ihrem Betrieb Kollegialität

gefördert wird?

Halten Sie Ihre Geschäftsführung/Behördenleitung für

geeignet?

Erhalten Sie Hilfe und Unterstützung von Ihren Kolleg/innen,

wenn Sie dies benötigen?

Würden Sie sagen, dass Ihre Arbeit für die Gesellschaft

nützlich ist?

0.683

0.708

0.821

0.831

0.849

0.818

0.697

17 Können Sie Überstunden ausgleichen, wann Sie es wollen? 0.706

18 Können Sie sich auf die Planung Ihrer Arbeitszeit verlassen? 0.709

19

20

Haben Sie den Eindruck, dass Ihre Bedürfnisse bei Ihrer

Arbeitszeitplanung berücksichtigt werden?

Kommt es vor, dass Ihre Arbeit durch unerwünschte

Unterbrechungen gestört wird?

0.851

0.604

21 Fühlen Sie sich in der Arbeit gehetzt, haben Sie Zeitdruck? 0.787

22

23

24

25

26

27

28

29

Kommt es vor, dass Sie, um Ihr Arbeitspensum zu schaffen,

Abstriche bei der Qualität der Arbeit machen müssen?

Verlangt Ihre Arbeit von Ihnen, dass Sie Ihre Gefühle

verbergen?

Kommt es vor, dass Sie in der Arbeit von Dritten

herablassend/unwürdig behandelt werden?

Müssen Sie körperlich schwer arbeiten (z. B. schwer heben,

tragen, stemmen)?

Werden Sie durch Ihre Arbeit einseitig körperlich belastet

(z. B. ständiges Stehen)?

Sind Sie an Ihrem Arbeitsplatz Lärm, lauten Umgebungsgeräuschen

ausgesetzt?

Kommt es vor, dass Sie Angst um Ihre berufliche Zukunft

haben?

Wenn Sie an Ihre Arbeitsleistung denken, halten Sie Ihr

Einkommen für angemessen?

0.703

0.668

0.743

0.653

0.606

0.663

0.739

30 Entspricht Ihr Einkommen ungefähr Ihren Bedürfnissen? 0.776

31

Und wie schätzen Sie Ihre Rente aus Ihrer beruflichen

Tätigkeit ein?

0.657

Aufstiegschancen

Einfluss- und

Gestaltungsmöglichkeiten

0.606

0.936

Informationsfluss 0.981

Führungsqualität 0.911

Betriebskultur 0.894

Kollegialität/

Soziales Klima

0.623

Sinnvolle Arbeit 0.252

Arbeitszeit 0.899

Arbeitsintensität 0.801

Emotionale

Anforderungen

Körperliche

Anforderungen/

Umgebungsbedingungen

0.879

0.767

Sicherheit 0.539

Einkommen 0.785

Ressourcen

Belastung

Einkommen/

Sicherheit


101

Auf der nächsten Ebene, also der Beziehung der Dimensionen zu den Teilindizes,

fallen vier Ladungen auf, die den Mindestwert von 0.70 nicht erreichen, nämlich die

nur aus einem Item bestehenden Dimensionen „Aufstiegschancen“, „Kollegialität und

soziales Klima“, „sinnvolle Arbeit“ sowie „Sicherheit“. Die aus den Ladungen zu berechnende

Konstruktreliabilität (Hair et al., 2006; Ullman, 2001) genügt bei den Dimensionen

„Informationsfluss“, „emotionale Anforderungen“ sowie „körperliche Anforderungen

und Umgebungsbedingungen“ nicht der Mindestanforderung von 0.70

(vgl. Tab. 8.2).

Tab. 8.2 Konstruktreliabilitäten und durch die Konstrukte aufgeklärte Varianzanteile

Dimension/Teilindex Reliabilität

Qualifizierungs-/Entwicklungsmöglichkeiten 0.73

Einfluss- und Gestaltungsmöglichkeiten 0.79

Informationsfluss 0.65

Führungsqualität 0.87

Betriebskultur 0.84

Arbeitszeit 0.80

Arbeitsintensität 0.74

Emotionale Anforderungen 0.67

Körperliche Anforderungen/Umgebungsbedingungen 0.68

Einkommen 0.77

Teilindex Ressourcen 0.95

Teilindex Belastungen 0.86

Teilindex Einkommen/Sicherheit 0.62

Die Zuverlässigkeit der übrigen Dimensionen variiert dagegen zwischen 0.73 („Qualifizierungs-

und Entwicklungsmöglichkeiten“, „Betriebskultur“) und 0.87 (Führungsqualität).

Darüber hinaus erreicht die Reliabilität des Teilindex „Einkommen/

Sicherheit“ numerisch nicht das erforderliche Niveau von 0.70. Die drei Teilindizes

korrelieren überzufällig miteinander (p < 0.01), wobei zwischen Ressourcen und Belastung

mit r=0.95 der stärkste Zusammenhang besteht (vgl. Tab. 8.3).

Tab. 8.3 Interkorrelationen der Teilindizes und durchschnittlich aufgeklärte Varianz

Teilindex

Aufgeklärte

Varianz

Ressourcen 65.3

Belastung 65.8

Einkommen/

Sicherheit

45.3

Korrelation

mit

Korrelations-

koeffizient

Quadrierte

Korrelation

Belastung 0.95 0.90

Einkommen/

Sicherheit

Einkommen/

Sicherheit

0.84 0.71

0.87 0.76


102

Über das Fornell-Larcker-Kriterium wurde im Weiteren geprüft, ob die drei Teilindizes

tatsächlich unterschiedliche Aspekte der Arbeitsqualität erfassen, was dann zutrifft,

wenn die durch einen Teilindex durchschnittlich erfasste Varianz größer als das

Quadrat der Einzelkorrelation des jeweiligen Index mit den übrigen ist. Die Ergebnisse

können die Differenzierung der drei Teilbereiche Ressourcen, Belastungen und

Einkommen/Sicherheit nicht bestätigen.

8.5 Modellmodifikation

Daher erfolgte eine zweite KFA in der alle aus nur einem Item bestehenden Skalen

(Kreativität, Aufstiegschancen, Kollegialität/Soziales Klima, sinnvolle Arbeit und Sicherheit)

sowie die in ihrer Reliabilität nicht überzeugenden Dimensionen „Informationsfluss“,

„emotionale Anforderungen“ sowie „körperliche Anforderungen“ unberücksichtigt

blieben (vgl. Abb. 8.3).

Abb. 8.3 Modifiziertes KFA-Modell für den DGB-Index

1

1

1

1

1

1

1

1


103

Das Modell enthält nur noch einen Faktor – „Qualität der Arbeit“ – der über die verbliebenen

sieben Dimensionen (Qualifizierungs-/Entwicklungsmöglichkeiten, Einfluss-/Gestaltungsmöglichkeiten,

Führungsqualität, Betriebskultur, Arbeitszeit, Arbeitsintensität,

Einkommen) beschrieben wird. Die zur Schätzung der Parameter notwendige

Skalierung der Dimensionen erfolgte über die Fixierung der Regressionsgewichte

von Markervariablen auf 1 (Items 1, 7, 13, 17, 20, 29). Weiterhin wurden die

Gewichte sämtlicher Fehlerregressionen sowie die Varianz der latenten Variable auf

1 normiert. Dementsprechend verlangt das Modell die Schätzung von 26 Fehlervarianzen

und 19 Regressionsgewichten (45 Parameter). Die Kovarianzmatrix beinhaltet

190 Datenpunkte (171 Kovarianzen und 19 Varianzen), so dass das Modell mit 145

Freiheitsgraden (190-45) prüfbar ist. Der RMR nimmt nun einen erheblich niedrigeren

Wert von 75.97 an, der TLI erhöht sich deutlich auf 0.744 und der CFI vergrößert sich

ebenfalls auf 0.783. Damit konnte die Modellanpassung deutlich verbessert werden.

Alle Regressionsgewichte sind gegen den Zufall zu sichern und weichen signifikant

von Null ab (p < 0.01). Allerdings unterschreiten die Ladungen von 6 der insgesamt

19 Items – wenn zum Teil auch nur geringfügig – den unteren Grenzwert von 0.70

(vgl. Tab. 8.4).

Tab. 8.4 Regressionsgewichte für die Items und Dimensionen

1

2

Item Ladung Dimension Ladung

Werden Ihre Qualifizierungswünsche durch konkrete Angebote

unterstützt?

Ermöglicht es Ihre Arbeit, Ihr Wissen und Können

weiterzuentwickeln?

0.731

0.743

5 Können Sie Ihre Arbeit selbstständig planen und einteilen? 0.694

6

Haben Sie Einfluss auf die Arbeitsmenge, die Ihnen übertragen

wird?

0.708

7 Haben Sie Einfluss auf die Gestaltung Ihrer Arbeitszeit? 0.782

10

11

12

13

14

Bitte geben Sie an, ob Ihr/e unmittelbare/r Vorgesetzte/r Ihre

Arbeit gut plant

Bitte geben Sie an, ob Ihr/e unmittelbare/r Vorgesetzte/r Sie

wertschätzt und Ihnen Beachtung entgegenbringt

Bitte geben Sie an, ob Ihr/e unmittelbare/r Vorgesetzte/r Weiterbildung

und Personalentwicklung hohen Stellenwert beimisst

Haben Sie den Eindruck, dass in Ihrem Betrieb Kollegialität

gefördert wird?

Halten Sie Ihre Geschäftsführung/Behördenleitung für

geeignet?

0.811

0.812

0.844

0.764

0.669

17 Können Sie Überstunden ausgleichen, wann Sie es wollen? 0.704

18 Können Sie sich auf die Planung Ihrer Arbeitszeit verlassen? 0.696

19

20

Haben Sie den Eindruck, dass Ihre Bedürfnisse bei Ihrer

Arbeitszeitplanung berücksichtigt werden?

Kommt es vor, dass Ihre Arbeit durch unerwünschte

Unterbrechungen gestört wird?

0.852

0.581

21 Fühlen Sie sich in der Arbeit gehetzt, haben Sie Zeitdruck? 0.813

22

29

Kommt es vor, dass Sie, um Ihr Arbeitspensum zu schaffen,

Abstriche bei der Qualität der Arbeit machen müssen?

Wenn Sie an Ihre Arbeitsleistung denken, halten Sie Ihr

Einkommen für angemessen?

0.686

0.745

30 Entspricht Ihr Einkommen ungefähr Ihren Bedürfnissen? 0.804

31

Und wie schätzen Sie Ihre Rente aus Ihrer beruflichen Tätigkeit

ein?

0.628

Qualifizierungs-/

Entwicklungsmöglichkeiten

Einfluss- und

Gestaltungsmöglichkeiten

Führungsqualität

0.918

0.912

0.915

Betriebskultur 0.877

Arbeitszeit 0.893

Arbeitsintensität 0.631

Einkommen/

Sicherheit

0.603

Gute

Arbeit


104

Weiterhin fallen die Ladungen der Dimensionen Arbeitsintensität und Einkommen/Sicherheit

auf dem Faktor Qualität der Arbeit auf, die mit 0.631 bzw. 0.603 ebenfalls

unter 0.70 bleiben.

Mit Ausnahme der Skala Betriebskultur, die nur eine Zuverlässigkeit von 0.68 erreicht,

nimmt die Reliabilität der übrigen sechs Dimensionen Werte von 0.70 und

mehr an. Darüber hinaus wird deutlich, dass sich für die nur zwei Items umfassenden

Skalen mit 0.68 und 0.70 die niedrigste Zuverlässigkeit ergibt (vgl. Tab. 8.5). Die Reliabilität

des Faktors Qualität der Arbeit ergibt sich zu 0.94.

Tab. 8.5 Reliabilität und aufgeklärter Varianzanteil pro Dimension

Qualifizierungs-

/Entwicklungsmöglichkeiten

Dimension Reliabilität

Aufgeklärter

Varianzanteil

%

0.70 54.32

Einfluss-/Gestaltungsmöglichkeiten 0.77 53.15

Führungsqualität 0.86 67.65

Betriebskultur 0.68 51.56

Arbeitszeit 0.80 56.86

Arbeitsintensität 0.74 48.97

Einkommen 0.77 53.19

8.6 Zusammenfassende Diskussion

Die zwischen den empirisch gewonnenen Daten und den KFA-Modellen bestehenden

Abweichungen legen eine Überarbeitung des Fragebogens nahe, da keines der

untersuchten Modelle eine vollständig befriedigende Anpassungsgüte erreichte. Dabei

sollten – aus methodischen Gründen – nur ein Item umfassende Dimensionen

möglichst vermieden werden. Weiterhin erscheint der Austausch bzw. die Neu- oder

Umformulierung von Items mit Regressionsgewichten von weniger als 0.70 sinnvoll,

durch die sich die Skalenreliabilitäten ebenfalls verbessern dürften. Die durchgeführten

Analysen demonstrieren weiterhin, dass die Teilindizes korrelativ voneinander

abhängig sind und in ihrer Zahl vermutlich reduziert werden können.


105

9 Abschlussdiskussion

9.1 Reliabilitätsstudien

Die durchgeführte Reliabilitätsanalyse gibt ausschließlich Auskunft darüber, in welchem

Maß der DGB-Index zwischen unterschiedlichen Berufsabschnitten zu differenzieren

erlaubt. Die auf Grundlage der Items durchgeführten Analysen zeigen,

dass zwischen den Berufsabschnitten in der Qualität der Arbeit lediglich kleine Unterschiede

bestehen. Weiterhin sind die Messungen nur marginal vom Alter und Geschlecht

der Befragten beeinflusst. Damit können diese zwei Fehlerfacetten bei zukünftigen

Einsätzen des DGB-Index unberücksichtigt bleiben. Dagegen variieren die

Ratingscores deutlich in Abhängigkeit von den Personen, die die zur Verfügung stehenden

Urteilsskalen somit in unterschiedlichem Ausmaß nutzen, was durch interindividuell

voneinander abweichende Maßstäbe zur Qualität der Arbeit, mangelnde

Vertrautheit mit den zur Verfügung stehenden Ratingskalen oder aber auch tatsächlich

vorhandene Belastungsunterschiede zwischen den Teilnehmern bedingt sein

kann. Eine Möglichkeit zunächst den Skalengebrauch zu vereinheitlichen, also sicherzustellen,

dass die gesamte Breite der Antwortskalen auch genutzt wird, besteht

in der Bereitstellung von Anwendungsbeispielen und ausführlichen Erläuterungen zu

den einzelnen Skalengraduierungen. Weiterhin zeichnen sich die einem Inhaltsbereich

(Ressourcen, Belastungen, Einkommen/Sicherheit) jeweils zugehörigen Items

durch nicht unerhebliche Inkonsistenzen aus, d. h. die einzelnen Fragen erfassen

das jeweilige Merkmal nicht in gleichem Maß, was eine Überarbeitung des Itemsatzes

nahe legt. Darüber hinaus unterliegen die Einschätzungen – wie erwartet – massiven

systematischen und unsystematischen Störeinflüssen. Da bei Anwendung des

DGB-Index insbesondere interessiert, ob eine Tätigkeit dem Kriterium guter Arbeit

entspricht, also einen Messwert größer/gleich 80 erreicht, ist für die Beurteilung des

Verfahrens weniger die relative, sondern die absolute Messgenauigkeit relevant. Auf

Grundlage der vorhandenen Itemanzahlen lassen sich die mit einem Berufsabschnitt

verbundenen Ressourcen, Belastungen sowie das Einkommen und die Sicherheit

allerdings nicht mit der für Präzisionsmessungen erforderlichen Zuverlässigkeit erheben.

Auf der nächst höheren Aggregationsstufe – der Ebene der Dimensionen – zeigen

sich in den ressourcen-, belastungs- und einkommensbezogenen Messwerten zwar

immer noch deutliche interindividuelle Unterschiede sowie unkontrollierte Störeffekte,

dafür haben jedoch die Dimensionen als Facette nur einen unwesentlichen Einfluss

auf die Daten, mit Ausnahme des Bereichs Ressourcen, bei dem deutliche Abweichungen

zwischen den Dimensionen bestehen: hier sollte – auf Grund der vorhandenen

inhaltlichen Inhomogenitäten - die Bildung eines Gesamtmittelwerts überdacht

werden. Insgesamt lässt sich aber für alle drei Bereiche die für Orientierungs-,

Screening- und Präzisionsmessungen notwendige Reliabilität bei akzeptablen Stichprobengrößen

erzielen, wobei nennenswerte alters- und geschlechtsbezogene Effekte

nicht bestehen.

Die Teilindizes – die ebenfalls vom Alter und Geschlecht der Befragten weitgehend

unabhängig sind, dafür aber auch starken interindividuellen sowie massiven Störeinflüssen

unterliegen – weichen deutlich voneinander ab: auffällig sind die im Vergleich

zu den Aspekten Ressourcen und Belastungen niedrigen Mittelwerte des Bereichs


106

Einkommen/Sicherheit des Arbeitsplatzes, was die Bildung eines Gesamtindex problematisch

macht. Dennoch erlauben die Teilindizes – mit einem in seiner Größenordnung

handhabbaren Erhebungsaufwand – zwischen verschiedenen Berufsabschnitten

reliable - also mit Zuverlässigkeiten von 0.70, 0.80 und 0.90 - zu differenzieren.

Zusammenfassend lässt sich feststellen, dass auf Itemebene eine Trennung zwischen

verschiedenen Berufsabschnitten nicht zufrieden stellend gelingt. Allerdings

erreicht das Instrument - bei entsprechender Stichprobengröße - die für Orientierungs-,

Screening- und Präzisionsmessungen geltenden Mindestreliabilitäten, wenn

Dimensions- oder Teilindexwerte verwendet werden - ein nachvollziehbares Ergebnis,

da sich in der Regel aggregierte Daten durch höhere Zuverlässigkeiten auszeichnen.

Die Ergebnisse belegen weiterhin, dass die Belastung und das Einkommen

durch die entsprechenden Dimensionen jeweils in einheitlichem Ausmaß erfasst

werden, nicht aber die am Arbeitsplatz vorhandene Unterstützung. Hier besteht somit

noch Verbesserungsbedarf, wie auch bei den Teilindizes, die ebenfalls divergieren.

Insgesamt ist die angekündigte Gesamtüberprüfung des Index (Fahimi et al., 2010)

zu begrüßen - entspricht es doch guter wissenschaftlicher Praxis, ein Erhebungsinstrument

zu verbessern und weiter zu entwickeln.

9.2 Konfirmatorische Faktorenanalyse

Die konfirmatorische Faktorenanalyse, die das dem DGB-Index zugrunde liegende

Modell – also die Zuordnung der Items zu den Dimensionen und deren Zugehörigkeit

zu den Teilindizes – zu überprüfen erlaubt, bestätigt allgemein die Notwendigkeit einer

Revision des DGB-Index, da die Anpassung der Daten an das Modell nicht vollständig

überzeugt. So erfassen knapp 38 % der Items das ihnen jeweils zugehörige

Konstrukt nur unzureichend. Daneben erreicht die Reliabilität mehrerer Dimensionen

und eines Teilindex nicht den unteren Grenzwert von 0.70. Weiterhin bilden die drei

Teilindizes keine voneinander unabhängigen Aspekte der Qualität der Arbeit ab.

Dementsprechend führte ein reduziertes Modell, in dem die berücksichtigten sieben

Dimensionen nur noch einen Faktor bilden zu einer zwar ebenfalls noch nicht gänzlich

befriedigenden, aber dennoch deutlich besseren Anpassungsgüte.

9.3 Perspektiven

Die erforderliche Modifikation des Itemsatzes des DGB-Index ließe sich zum Beispiel

auf Basis des im Rahmen des INQA-Projekts „Was ist gute Arbeit?“ entstandenen

Itempools vornehmen, wobei die Messeigenschaften der Items bedingungsbezogen

zu bestimmen sind. Ein derartiger Ansatz verlangt eine Erprobung des Verfahrens

unter verschiedenen Arbeitsbedingungen, wobei zusätzlich die jeweils auftretende

Belastung zum Beispiel über Arbeitsanalyseverfahren wie das TAI (Frieling et al.,

1993) oder z. B. das TBS (Hacker et al., 2003) von den Befragten unabhängig mit zu

erheben sind. Damit eröffnet sich die Möglichkeit, Aufschluss darüber zu erhalten,

mit welcher Zuverlässigkeit der DGB-Index zwischen unterschiedlichen Belastungsarten

und -höhen zu differenzieren erlaubt. Erfüllt der DGB-Index die Kriterien der

Sensitivität und Diagnostizität lassen sich die subjektiven Einschätzungen der Qualität

der Arbeit nicht länger nur als Ausdruck individueller Einstellungen und Wahrnehmungen,

sondern als bedingungsbezogene Bewertungen interpretieren, mit dem


107

Vorteil, dass Arbeitsgestaltungsmaßnahmen konkreter benannt werden können.

Darüber hinaus besteht die Möglichkeit etwa über Strukturgleichungsmodelle gezielt

Hypothesen z. B. über die mit bestimmten wirtschaftlichen Entwicklungen einhergehenden

Veränderungen in der Qualität der Arbeit zu prüfen.


10 Literatur

108

Brennan, R.L. 2001a, An essay on the history and future of reliability from the perspective

of replications, Journal of Educational Measurement, 38, 295-317.

Brennan, R.L. 2001b, Generalizability theory. New York: Springer.

Breutmann, N. 2010, Arbeitsbedingungen in Deutschland - Nutzen und Risiken der

Verwendung von Befragungsinstrumenten sowie abgeleiteten Indices, Zeitschrift für

Arbeitswissenschaft, 64, 36-40.

Bundesministerium für Arbeit und Soziales – BMAS 2007, Sicherheit und Gesundheit

bei der Arbeit. Dortmund: BAuA.

Crick, J.E. & Brennan, R.L. 1982, GENOVA: A generalized analysis of variance system

(FORTRAN IV computer program and manual). Dorchester, Massachusetts:

Computer Facilities, University of Massachusetts-Boston.

DGB-Index Gute Arbeit GmbH (Hrsg.) 2008, Der Report – DGB-Index Gute Arbeit.

Berlin: DGB-Index Gute Arbeit GmbH.

DIN EN ISO 10075-3 2004, Ergonomische Grundlagen bezüglich psychischer Arbeitsbelastung

- Teil 3: Grundsätze und Anforderungen an Verfahren zur Messung

und Erfassung psychischer Arbeitsbelastung. Berlin: Beuth.

Fahimi, Y., Kloft, H., Pickshaus, K. & Scholz, H.-J. 2010, Welches Gewicht hat das

Urteil der Beschäftigten über die Arbeitsbedingungen ? Zur arbeitspolitischen Bedeutung

des DGB-Index Gute Arbeit, Zeitschrift für Arbeitswissenschaft, 64, 23-30.

Frieling, E., Facaoaru, C., Benedix, J., Pfaus, H. & Sonntag, K. 1993, Tätigkeitsanalyseinventar

- Theorie, Auswertung, Praxis – Handbuch und Verfahren. Landsberg:

Ecomed.

Fuchs, T. 2006, Was ist gute Arbeit? Anforderungen aus Sicht von Erwerbstätigen,

INQA-Bericht Nr. 19. Dortmund: BAuA.

Fuchs, T. 2009, Der DGB-Index Gute Arbeit. In: E. Kistler & F. Mußmann (Hrsg.),

Arbeitsgestaltung als Zukunftsaufgabe. Hamburg, VSA, S. 186-222.

Fuchs, T. 2010a, Potentiale des DGB-Index Gute Arbeit für die betriebliche Anwendung

und arbeitswissenschaftliche Forschung – Replik auf den Artikel von G. Richenhagen

und J. Prümper in der ZfA 2/2009, Zeitschrift für Arbeitswissenschaft, 64,

3-15.

Fuchs, T. 2010b, Der DGB-Index Gute Arbeit. In: B. Badura, H. Schröder, J. Klose &

K. Macco (Hrsg.), Fehlzeiten-Report 2009 – Arbeit und Psyche: Belastungen reduzieren

– Wohlbefinden fürdern. Berlin: Springer, S. 175-195.


109

Hacker, W., Fritsche, B., Richter, P. & Iwanowa, A. 2003, Tätigkeitsbewertungssystem

TBS : Verfahren zur Analyse, Bewertung und Gestaltungvon Arbeitstätigkeiten.

Zürich: vdf.

Hair, J.F., Blacvk, W.C., Babin, B.J., Anderson, R.E. & Tatham, R.L. 2006, Multivariate

data analysis, 6 th edition. Uppersaddle River, New Jersey: Prentice Hall.

Hu, L. & Bentler, P.M. 1998, Fit indices in covariance structur modeling: Sensitivity to

underparameterized model misspecification, Psychological Methods, 3, 424-453.

Johnson, R.A. & Wichern, D.W. 1992, Applied multivariate statistical analysis, 3rd

edition. Englewood Cliffs, New Jersey: Prentice Hall.

Lind, G. 2009, Effektstärken: Statistische versus praktische und theoretische Bedeutsamkeit,

unveröffentlichtes Manuskript. Konstanz: Universität Konstanz.

Nachreiner, F. 2008, Erfassung psychischer Belastung und Rückwirkung auf die Arbeitsgestaltung,

Leistung und Lohn, 445/446/447/448/449, 5-28.

Podsakoff, P.M., Mackenzie, S.B., Lee, J.Y. & Podsakoff, N.P. 2003, Common

method bias in behavioral research: A critical review of the literature and recommended

remedies, Journal of Applied Psychology, 88, 879-903.

Prümper, J. & Richenhagen, G. 2009, Arbeitswissenschaftliche Bewertung des DGB-

Index “Gute Arbeit”, Zeitschrift für Arbeitswissenschaft, 63, 176-187.

Rau, R., Morling, K. & Rösler, U. 2010, Is there a relationship between major depression

and both objectively assessed and perceived demands and control?, Work &

Stress, 24, 88-106.

Sandrock, S. & Stowasser, S. 2010, Zur Ableitung bedingungsbezogener Aussagen

mit dem DGB-Index Gute Arbeit, Zeitschrift für Arbeitswissenschaft, 64, 31-35.

Shavelson, R.J. & Webb, N.M. 1981, Generalizability theory: 1973 – 1980, British

Journal of Mathematical und Statistical Psychology, 34, 133 – 166.

Shavelson, R.J. & Webb, N.M. 1991, Generalizability Theory: A primer. Newbury

Park, California: Sage.

Shavelson, R.J., Mayberry, P.W., Li, W. & Webb, N.M. 1990, Generalizability of job

performance measurements: Marine Corps Rifleman, Military Psychology, 2, 129–

144.

Smith, P.L. 1978, Sampling errors of variance components in small sample multifacet

Generalizability Studies, Journal of Educational and Behavioral Statistics, 3, 319–

346.

Statistisches Bundesamt 1992, Die Klassifizierung der Berufe des Statistischen Bundesamtes

in der Fassung für den Mikrozensus Ausgabe 1992 .


110

Ullman, J.B. 2001, Structural equation modelling. In: B.G. Tabachnick & L.S. Fidell,

Using multivariate statistics. Boston: Allyn and Bacon, S. 653-771.

Weitere Magazine dieses Users
Ähnliche Magazine