Psychologische Beiträge,Band 29,1987, S. 596-615 Glaube an eine gerechte Welt als Motiv:
Validierungskorrelate zweier Skalen C.DALBERT, L. MONTADA und M. SCHMITT1
Zusammenfassung, Summary,Resume
Es werden zwei Skalen zur Erfassung des Glaubens,in einer gerechten Welt zu
leben, vorgestellt. Die gegenstands-unspezifisch gehaltene Skala Allgemeiner Gerechte-Welt-Glaube (GWAL) umfaßt sechs Items (Alpha = .82). Die auf die Situation Körper-behinderter und Gastarbeiter in der BRD sowie Menschen in der Dritten Welt bezogene Skala zur Erfassung bereichsspezifischer Überzeugungen (GWBS) umfaßt acht Items (Alpha = .88). Die Validierungsstichprobe umfaßt 340 Probanden. Bei Kontrolle des Effektes Sozialer Erwiinschtheit zeigte sich für beide Skalen erwartungskonform,(a)
daß die Wähler der Grünen durchschnittlich geringeren Gerechte-Welt-Glauben aufwei-sen als die Wähler anderer Parteien,daß (b) die Bereitschaft zu Schuldgefühlen wegen
eigener Privilegien im Vergleich zu Benachteiligten negativ mit GWAL und GWBS korreliert, daß (c) GWAL und GWBS positiv korrelieren mit Tendenzen der
Recht-fergigung eigener Privilegien, der Abwertung Benachteiligter, der Relativierung von Notlagen und mit Selbstverschuldungsvorwürfen an die Adresse Benachteiligter.
So-wohl die skalenstatischen Kennwerte als auch die Konstruktvalidierung wurden in einer zweiten Erhebung (N = 991) im wesentlichen bestätigt.
Belief in a just world: Validation correlates of two scales
Two scales to measure belief in a just world are presented. The scale to measure
general belief in a just world consists of six items (alpha = .82). The scale to measure specific belief in a just world relates to three groups of underprivileged,i.e.
handicap-ped and foreign workers in the Federal Republic of Germany as well as to people living in third world countries. This scale consists of eight items (alpha = .88). In a stu-dy with 340 subjects, the following evidence on the validity of the two scales was
found: People who had voted for die Grünen at the last Bundestagswahl scored
signifi-cantly lower onbothjust world scales than voters of any other political party. A strong
and highly significant positive correlation was found between the two just world measures and the tendency to experience feelings of existential guilt when comparing
one's own privileged Situation with the unfavorable lot of the underprivileged. Finally,
a strong and highly significant negative relationship was found between the two mea-sures of belief in a just world and the tendency to jstify one'
s own Privileges and to
devaluate the underprivileged. The main results could be replicated in a second study
with 991 subjects.
1 Dr. Claudia Dalbert
,Prof. Dr. Leo Montada und Dipl.-Psych. Manfred Schmitt,
FB I - Psychologie,Universität Trier, 5500 Trier.
Le motif de la croyance ä un monde juste : correlation de validation de deux echelles
On presente deux echelles permettant de cerner la croyance k une vie dans un monde juste. L'
echelle maintenue generale de la croyance ä un monde juste (GWAL) comprend 6 items (Alpha = .82). L'
echelle concernant la Situation des handicapes
physiques et des travailleurs etrangers en RFA ainsi que dans le Tiers-monde pour mesurer les convictions specifiques dans ces domaines (GWBS) comprend 8 items
(Alpha = .88). L'echantillon de validation comprend 340 sujets. Lors du contröle de
l'
effet de desirabilite sociale, on a pu constater pour les deux echelles conformement ä ce qu'on attendait (a) que les personnes ayant vote pour les «Grünen» montrent une croyance ä un monde juste generalement inferieure ä celle dl'
electeurs d'
autres partis,
(b) que la disposition ä avoir des remords ä cause de Privileges personnels par rap'oort ä ceux qui sont defavorises est en correlation negative avec GWAL et GWBS et (c) que GWAL et GWBS sont en correlation positive avec les les tendances ä justifier les Privi-leges personnels, ä devaloriser les personnes defavorises, ä relativer les situations dif-ficiles et ä reprocher aux personnes defavorisees d'en etre responsable. Les valeurs statistiqües de l'
echelle ainsi que les validations de construction ont pu etre confir-mees dans une seconde etude (N = 991).
(A.-E. Posse-Douhaire)
-mts mmt R.mii.ems f>m (7 7?= .82) . aiE«ciä»K*tf«
sooaa ö«« (7*77= .88) . süättcDfcw-tca. ffsttmicj;« 370*® o l> t UT t» * ~> & 5t * *<» 6 H t. (a) B5lHl©BSiSS
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ttSicWt- la O feooRgti, Ä * fc GWSöECDffllSfcSbfc. 991«
(ÜJTSÄ Kiyomi Vantashita)
1. Einführung
Im Alltag wie im Experiment läßt sich beobachten, daß Vorgänge häufig auch dann noch als gerecht bewertet werden, wenn dies
offenkun-dig nicht der Fall ist. Glück wird mit Tüchtigkeit gerechtfertigt, Unglück
C.Dalbert / L. Montada / M. Schmitt
aufgewertet. LERNER (zusammenfassend 1977, 1980) interpretierte
solche Bemühungen um Rechtfertigung als Ausdruck des Motivs, an eine
gerechte Welt zu glauben (belief in a just world). Vielen Menschen scheint
die Erhaltung des Glaubens, in einer gerechten Welt zu leben,ein Anliegen
zu sein,die Erhaltung des Glaubens, daß jeder bekommt, was er verdient,
und vica versa, daß jeder verdient, was er bekommt. Werden keine oder keine wohlfeilen Möglichkeiten zur Beseitigung oder Verhinderung von
Ungerechtigkeit erkannt,kann der Glaube an die Gerechtigkeit in der Welt
auch als Fiktion aufrecht erhalten werden: Viele Menschen verleugnen Ungerechtigkeiten, die ihnen selbst oder anderen widerfahren, wenn sie
sie nicht oder nicht ohne hohe Kosten mildern können. Andere, wie z.B. Mitglieder von Amnesty International, konstatieren gegebene
Ungerech-tigkeiten und scheuen weder Kosten noch Mühen, diese zu mildern, ohne
mit Dankbarkeit oder persönlichem Nutzen rechnen zu können, oftmals
sogar ohne viel Hoffnung auf Erfolg. Wenn Lerners Motivkonstrukt ,
Glau-be an die gerechte Welt' eine sinnvolle Annahme ist, dann sollte dieses
Motiv als Disposition mit interindividuell unterschiedlichen Ausprägungen faßbar sein.
RUBIN & PEPLAU (1975) haben als erste eine 20 Items umfassende Just-World-Scale" vorgelegt. Eine von DALBERT (1982) erstellte deut-sche Version dieser Skala konnte in bezug auf interne Konsistenz nicht überzeugen (.47 < Alpha < .59 je nach Stichprobe und Antwortskala). Im Rahmen des Projektes Entwicklung interpersonaler Verantwortlichkeit
und interpersonaler Schuld"
2 haben wir zwei Skalen zur Erfassung des
Glaubens an die gerechte Welt neu entwickelt und zwar eine auf die Inhal-te des ProjekInhal-tes bezogene bereichsspezifische" (GWBS) und eine
all-gemeine"
Skala (GWAL).
2. Skalenentwicklung und Validierungshypothesen
Die Entwicklung der Skalen erfolgte im Rahmen einer Untersuchung zum Konstrukt existentielle Schuld"
. Mit existentielle Schuld wird die Bereitschaft bezeichnet, angesichts einer Diskrepanz zwischen der eigenen günstigeren Lebenslageund der ungünstigen Lebenslage anderer mit Schuld-gefühlen zu reagieren (vgl. MONTADA, DALBERT, REICHLE & SCHMITT 1986). Sie wird mit einem unten näher erläuterten Instrument (Existen-tielle Schuld-Inventar) erhoben, mit dem u.a. neben Schuldgefühlen wei-tere gefühlsmäßige Reaktionen (wie Mitleid, Angst vor Verschlechterung
der eigenen Lage) auf Schilderungen von Problemen benachteiligter
Grup-2 gefördert von der Stiftung Volkswagenwerk.
Glaube an eine gerechte Welt
pen sowie Ursachen- bzw. Verantwortlichkeitsattributionen erfaßt wur-den. Als Benachteiligte wurden in dieser Untersuchung türkische Gast-arbeiter und Körperbehinderte in der Bundesrepublik Deutschland sowie Menschen in der Dritten Welt gewählt. Privilegdifferenzen wurden z.B. in
bezug auf Wohlstand, politische Rechte oder soziale Einbindung
themati-siert (vgl. DALBERT, SCHMITT & MONTADA 1982).
Auf dieselben Gruppen Benachteiligter und dieselben Problembereiche
bezogen wurden die Items zur Erfassung des Glaubens an die gerechte Welt in spezifischen Bereichen (GWBS) formuliert (Items 3,5,7, 10, 12, 15, 16 und 19; vgl. Tabelle 1). Jedes Item ist als eine bewertende Kognition
for-muliert und über eine sechsstufige Schätzskala mit den Polen stimmt genau" und stimmt überhaupt nicht" zu beantworten. Das Inventar Gerechte Welt und Gerechtigkeitszentralität" enthält darüber hinaus zwei weitere Dimensionen: Die sechs Items 2, 4, 8, 11, 14 und 18 sind
allge-mein, d.h. nicht bereichsspezifisch formuliert und sollen den Glauben an die gerechte Welt im allgemeinen (GWAL) erfassen. Die verbleibenden sechs Items 1,6,9, 13, 17 und 20 sollen die Zentralität des Wertes Ge-rechtigkeit im persönlichen Erleben erfragen. Auf diese Variable werden wir im folgenden nicht eingehen und uns stattdessen auf die Schilderung der item- und skalenanalytischen Ergebnisse der beiden gerechte Welt-Skalen und auf einige ihrer Validitätsbelege beschränken.
Möglichkeiten der Überprüfung der Konstruktvalidität ergeben sich
aus der Betrachtung der Zusammenhänge zwischen den Gerechte-Welt-Skalen und (1) politischen Orientierungen, sowie (2) unterschiedlichen Reaktionen angesichts von geschilderten Problemen Benachteiligter (Exi-stentielle Schuld-Inventar), was im einzelnen zu erläutern ist.
(1) Die Überzeugung, in einer gerechten Welt zu leben, sollte bei
Perso-nen mit kritischer politischer Orientierung geringer ausgeprägt sein, da diese normalerweise nicht nur als Personurteil, sondern sozusagen
Tabelle 1
Ergebnisse der Analyse des Inventars Gerechte Welt und
Gerechtigkeits-zentralität"
(N = 290)
Item- Tt t. - r,, der Skalen
Nr
Itemwortlaut
M-
sx
a1
a2
z3
(1) Es gibt kaum etwas, das mich so erzürnt,wie die
Beobach-tung von Ungerechtigkeit. 1.84 0.92 .04 .73 -.06
1 Die Antwortskala reicht von 1 bis 6; 1 heißt: stimmt genau"
,6 heißt: stimmt
Tabelle 1 (Fortsetzung):
!fra-
Itemwortlaut
sx
a, a2
a,
rit d« Skalen
Nr.
x
x
i
2
3
GWBS
GWAL
(2) Ich finde, daß es auf der Welt
im allgemeinen gerecht zugeht 4.61 1.16 .26 -.11 .76
.65
(3) Ich finde, es gibt keine unge-rechtfertigten Unterschiede im Wohlstand zw/ischen Ländern der Dritten Welt und
Industrie-ländern. 4.74 1.30 .60 -.15 .20 .54
(4) Ich glaube, daß die Leute im
großen und ganzen das bekom-men, was ihnen gerechterweise
zusteht. 4.43 1.17 .50 -.10 .58 .59
(5) Ich finde, hier in der
Bundes-republik gibt es keine politi-sche Benachteiligung der
Gastarbeiter. 4.03 1.49 .76 -.03 .10 .65
(6) Ich könnte mit niemandem eng befreundet sein,der kein ausgeprägtes Gefühl für
Gerechtigkeit hat. 2.41 1.22 .04 .62 .28 (7) Meiner Meinung nach können
in der Bundesrepublik auch Behinderte nicht über
Un-gerechtigkeiten bei der
Vergabe von Arbeitsplätzen
klagen. 4.29 1.29 .78 -.01 .22 .73
(8) Ich bin sicher, daß immer
wie-der die Gerechtigkeit in wie-der
Welt die Oberhand gewinnt. 4.17 1.43 .19 .06 .80
.67 (9) Ich finde, daß immer wieder auf
die Ungerechtigkeiten in unserer Gesellschaft hingewiesen werden
muß. 1.88 1.15 -.09 .45 -.32
(10) Ich finde, daß es in der Bun-desrepublik keine materielle
Benachteiligung der
Gast-arbeiter gibt. 4.00 1.41 .81 .00 .10 .71 (11) Ich bin überzeugt, daß
irgend-wann jeder für erlittene Un-gerechtigkeit entschädigt
wird. 4.38 1.39 .23 .27 .51 .46
item- fit d« Skalen
Nr Itemwortlaut M- sx a, a2 a3 GWBS GWAL
(12) Ich denke, daß in der Bundes-republik auch
Körperbehin-derte bei der Wohnungs-suche nicht benachteiligt
sind. 4.63 1.14 .71 .11 .31 .69
(13) Ich glaube, daß es mich stärker betroffen macht als die meisten
andren Leute, wenn ich
Unge-rechtigkeiten beobachte. 2.91 1.20 .09 .64 .07
(14) Ungerechtigkeiten sind nach meiner Auffassung in allen
Lebensbereichen (z.B. Beruf,
Familie, Politik) eher die
Ausnahme als die Regel. 4.12 1.29 .39 .05 .57 .57 (15) Heutzutage gibt es meiner
Mei-nung nach in der
medizini-schen Versorgung keine Benachteiligung der
Dritten Welt mehr. 5.16 .97 .64 .00 ,28 .60 (16) Auf dem Wohnungsmarkt in
der Bundesrepublik gibt es
meines Erachtens keine
Be-nachteiligung der Gastarbeiter. 5.01 1.02 .75- .00 .24 .70 (17) Eine Ungerechtigkeit, die ich
begangen habe oder die ich
nicht verhindert habe, quält
mich noch lange. 2.13 1.06 -.07 .70 .06 (18) Ich denke, daß sich bei
wich-tigen Entscheidungen alle Beteiligten um
Gerechtig-keit bemühen. 3.45 1.28 .29 .22 .62 .59
(19) Meiner Meinung nach gibt es bei uns auch für Behinderte
so vielfältige Möglichkeiten,
Leute kennenzulernen,daß
sie sich nicht benachteiligt
fühlen müssen. 4.00 1.15 .61 .02 .39 .63
(20) Wenn ich jemandem begegne, der gleichgültig gegenüber Un-gerechtigkeit ist, bringt mich
602 C. Dalbert / L. Montada / M. Schmitt
definitionsgemäß als Kritik der Gerechtigkeit der bestehenden gesell
-schaftlichen Verhältnisse und ihrer Legitimation zu verstehen ist (
z.B. SANDBERGER 1982).Von den fünf 1983 in den Bundestag
gewähl-ten Parteien (CDU,CSU, FDP, SPD, die Grünen) formulieren die
Grünen besonders pointiert und in bezug auf viele Gegenstände d
erPolitik Zweifel an der Gerechtigkeit bestehender gesellschaftli
cherVerhältnisse. Entsprechende Ansichten erwarten wir auch bei d
en Wähler/innen der Grünen.Folglich dürften diese im Durchschnitt
einen weniger stark ausgeprägten Glauben an die Gerechti
gkeit in derWelt aufweisen als die Wählerschaft der anderen Parteien
. Zwischenden Wählern der vier anderen Parteien sind insofern weni
ger große Unterschiede zu erwarten, als alle, im Unterschied zur neuen Partei,die Grünen',
in den vorausgehenden Jahrzehnten als
Regierungs-oder Oppositionsparteien die Möglichkeit hatten
,ihre Vorstellungen
von Gerechtigkeit in praktische Politik umzusetzen
.(2) Je ausgeprägter existentielle Schuld erlebt wird
,destounwahrschein-licher ist es,
daß der Glaube an eine gerechte Welt stark ausgeprägt
ist. Existentielle Schuldgefühle sind zu erwarten
, wenn andereMen-schen als ungerecht benachteiligt angesehen und die ei
gene relativePrivilegierung nicht ausreichend'gerechtfertigt erscheint
. Der Glaube, es herrsche Gerechtigkeit in der Welt,
sollte jedoch mit folgenden
Reaktionen auf die Schilderung der Probleme relativ benachteili
gterMenschen einhergehen
,die im Existentielle Schuld-Inventar erfaßt
werden. Dies sind z.B. (a) Relativierung der Diskrepanz zwischen d
ereigenen besseren und der schlechteren Lebenslage Benachteiligter,
(b) Rechtfertigung der eigenen günstigen Lebenslage als verdient
,(c) Selbstverschuldungsvorwürfe an die Adresse der Benachteiligten
auf behavioraler Ebene und (d) eine affektive charakterbezogene
Abwertung der Benachteiligten
.Die Items zur
bereichsspezifi-schen Skala des Gerechte-Welt-Glaubens (GWBS) sind inhaltlich auf
dieselben Gruppen und Benachteiligungen bezogen formuliert wie die
genannten Variablen des Existentielle Schuld-Inventars. Wir erwarten
wegen der größeren inhaltlichen Korrespondenz engere
Zusammen-hänge zwischen diesen Variablen und dem bereichsspezifischen
Glaube (GWBS) als dem allgemeinen
Gerechte-Welt-Glaube (GWAL) (AJZEN & FISHBEIN 1977; SCHMITT
,DALBERT & MONTADA 1985).Angesichts der zahlreichen Ungerechtigkeiten in dieser Welt
impli-ziert das Motiv,an eine gerechte Welt zu glauben
, eine spezifische
Bereit-schaft zur Selbsttäuschung (vgl
. LERNER 1980). Aus diesem Grunderwarten wir einen Zusammenhang mit einer allgemeinen Tendenz zur
Glaube an eine gerechte Welt
Selbsttäuschung, wie sie vielleicht durch Skalen zu der Tendenz, sich sozial
erwünscht darzustellen, auch erfaßt werden (vgl. FAHR
ENBERG,HAM-PEL & SELG 1984). Da diese Interpretation der sozialen Erwünschtheit
jedoch nicht zwingend ist, könnten Zusammenhänge zwischen dem
Glau-ben an eine gerechte Welt und anderen Konstrukten auch auf einer
allge-meinen Verfälschungstendenz im Sinne der Fremdt
äuschung beruhen.Darum wird im Falle einer signifikanten Korrelation zwischen
Gerechte-Welt-Glaube und sozialer Erwünschtheit diese in allen
Validierungsanaly-sen kontrolliert.
Unter der Voraussetzung, daß sich allgemeiner und
bereichsspezifi-scher Gerechte-Welt-Glaube als eigenständige - wenng
leich korrelierte-Dimensionen empirisch trennen und zuverlässig messen lassen, leiten sich
aus diesen Überlegungen folgende Hypothesen ab:
Hl: Die Wähler/innen von CDU/CSU, FDP und SPD haben einen stärker
ausgeprägten Gerechte-Welt-Glauben als die Wähler/innen
der Grünen.H2: Existentielle Schuld fällt mit steigender Ausprägung des
Gerechte-Welt-Glaubens.
Mit steigender Ausprägung des Gerecht-Welt-Glaubens steigt die
Wahr-scheinlichkeit
H3: einer Relativierung der Notlage der Benachteiligten,
H4: einer Rechtfertigung der eigenen Privilegien als verdient,
HS: von Selbstverschuldungsvorwürfen an die Adresse der Benachteiligten,
H6: einer charakterüchen Abwertung der Benachteiligten.
H7: Je stärker ausgeprägt der Gerechte-Welt-Glaube ist, desto größer wird
die Tendenz zu sozialer Erwünschtheit sein.H8: Die in H2 bis H6 erwarteten Zusammenhänge werden für den
be-reichsspezifischen Gerechte-Welt-Glaube stärker se
in als für denall-gemeinen Gerechte-Welt-Glaube.
H9: Die in Hl bis H6 erwarteten Zusammenhänge gelten auch bei
Kon-trolle der Tendenz zu sozialer Erwünschtheit.
3.Methode
3.1 Erhebungsinstrumente
Existentielle Schuld, Abwertung der Benachteiligten, Relativierung
der Notlage Benachteiligter, Rechtfertigung der eigenen Privilegien als
ver-dient und Selbstverschuldungsvorwürfe an die Adresse der Benachteiligten
wurden mit einem von uns entwickelten Existentielle Schuld-Inventar
er-hoben. Es handelt sich um einen experimentellen Fragebogen mit
folgen-dem Aufbau: In insgesamt neun Situationsschilderungen werden Probleme
benachteiligter Menschen beschrieben. Je drei Schilderungen beziehen
sich auf: (a) arme Menschen in der Dritten Welt, (b) Körperbehinderte
und (c) türkische Gastarbeiter. Zu jeder Situationsschilderung
werden-verschiedene Gefühle und Gedanken als mögliche Reaktionen auf diese
Situation angeführt. Die Probanden sollen auf einer sechsstufigen
Rating-skala einschätzen, wie wahrscheinlich sie selbst jeden dieser Gedanken
in der geschilderten Situation hätten (1 = sehr wahrscheinlich; 6 = sehr
unwahrscheinlich). Neben anderen sind folgende Konstrukte auf diese
Weise operationalisiert: existentielle Schuld (ES), Abwertung der
Benach-teiligten (AW), Relativierung der Notlage der BenachBenach-teiligten (RE)
, Recht-fertigung des eigenen Privilegs als verdient (RP), Vorwurf einer Selbstver-schuldung der Notlage (SN). Folgendes Beispiel soll das Existentielle Schuld-Inventar veranschaulichen.Situationsschilderung: Stellen Sie sich vor,Sie sehen im Fernsehen einen Bericht über das Leben in den Elendsvierteln einer indischen Großstadt ,
z.B.
Bombay: Die Menschen leben auf engstem Raum zusammengepfercht;
viele leiden Hunger und an Krankheiten; die medizinische Versorgung ist
katastrophal; die hygienischen Verhältnisse sind menschenunwürdig; das
Trinkwasser ist verseucht und die ärmliche Unterkunft bietet kaum
Schutz vor der Witterung."
Frage: Wie wahrscheinlich haben Sie in dieser Situation folgende
Gedan-ken?"
(1) Wenn ich das sehe, kann ich vieles nicht mehr mit gutem Gewissen
genießen."
(Existentielle Schuld = ES)
(2) Irgendwie sind die Leute selber schuld, wenn sie sich nicht stärker
gegen ihr Schicksal wehren." (Selbstverschuldungsvorwurf = SN) (3) Diesen Menschen mag es ja wirklich an vielem fehlen. Aber
trotz-dem ist mir unbegreiflich, wie Menschen sich selbst so verkommen lassen können." (Abwertung der Benachteiligten =AW)
(4) So schlecht geht es denen doch gar nicht. Da bauscht das Fernsehen nur wieder unnötig etwas auf." (Relativierung der Notlage = RE) (5) Ohne Zweifel geht es mir im Vergleich zu diesen Menschen
ausge-sprochen gut; aber schließlich wurde mir auch nichts geschenkt.
"
(Rechtfergigung der eigenen Privilegien = RP)
Die faktorielle Struktur des Instrumentes ist schlüssig (vgl. DAL-BERT, MONTADA, SCHMITT & SCHNEIDER 1984) und bleibt über die
neun Benachteiligungssituationen konstant,wenngleich die absolute Höhe
der Ladungen von Situation zu Situation zum Teil nicht unbeträchtlich
variiert. Existentielle Schuld (ES) wird von einem anderen Faktor gespeist als die anderen vier genannten Variablen: Abwertung der Benachteiligten
(A W), Relativierung der Notlage (RE), Selbstverschuldungsvorwurf (SN) und Rechtfertigung der eigenen Privilegien (RP).
Die politische Orientierung wurde durch die Frage nach der 1983 bei der Bundestagswahl gewählten Partei operationalisiert, die im Rahmen eines demographischen Fragebogens gestellt wurde.
Die Tendenz zur sozialen Erwünschtheit wurde durch die von LÜCK & TIMAEUS (1969) ins Deutsche übertragene Skala von CROWNE & MARLOWE (1960). gemessen. Ein kleiner Skalenwert bedeutet eine starke Ausprägung. Die in dieser Untersuchung gewonnenen Skalenstatistiken stimmen übrigens gut mit den in der Literatur berichteten überein (vgl. DALBERT et al. 1984).
3.2 Stichprobe und Datenerhebung
Wegen der Fülle des Untersuchungsmaterials, aus dem hier nur ein kleiner Teil dargestellt ist, wurden die Fragebögen auf fünf Zeitpunkte (Tl bis T5, im Abstand von einigen Tagen bis ca. drei Wochen) verteilt. Die Untersuchung wurde im Frühjahr 1983 postalisch durchgeführt. Die in dieser Arbeit genannte Auswahl der Instrumente wurde zu folgenden Untersuchungszeitpunkten (T) bearbeitet:
Tl: Demographischer Fragebogen, T2: Existentielle Schuld-Inventar,
T3: Inventar Gerechte Welt und Gerechtigkeitszentralität", Soziale
Er-wünschtheit.
Die Untersuchungsstichprobe (N = 340) setzt sich aus mehreren
Teilstichproben zusammen (zum Rekrutierungsverfahren, zur Begründung
der Stichprobenwahl und zu charakteristischen Unterschieden zwischen den Teilstichproben vgl. REICHTE 1983; MONTADA, SCHMITT & DALBERT 1983), einer Zufallsstichprobe aus einer altersmäßig (21-70 Jahre) und geographisch (Stadt Trier) begrenzten Population und mehre-ren Gelegenheitsstichproben aus Populationen solcher Personen, die als Kriteriumspersonen zur Validierung des Existentielle Schuld-Inventars geeignet schienen. Die Stichprobe setzte sich aus 129 Frauen und 210
Männern zusammen (keine Angabe N = 1). Der Altersmittelwert beträgt 36.1 Jahre (Streubreite: 16-72 Jahre).
Die im folgenden aufgeführten reduzierten Versuchspersonenzahlen bei den einzelnen Prüfungen sind auf fehlende Datenpunkte zurückzufüh-ren.
4.Ergebnisse der Analyse des Inventars Gerechte-Welt und Gerechtigkeitszentralität"
Eine Hauptkomponentenanalyse der Interkorrelationsmatrix der 20 Items des Inventars erbrachte folgende Eigenwerte für die ersten sechs
Hauptkomponenten: 6.56. (1), 2.74 (2), 1.34 (3), .92 (4), .86 (5), .83 (6).
Sowohl der Eigenwerteverlauf (SCREE-Test nach CATTELL 1966) als
auch die Eigenwerthöhe (> 1) sprechen für eine dreifaktorielle Lösung.
Die interpretierte dreifaktorielle Lösung (vgl. Tabelle 1) klärt 53% der
Itemgesamtvarianz auf. Die aufgeklärte Varianz verteilt sich in der
drei-faktoriellen Lösung nach Varimaxrotation folgendermaßen auf die drei
Faktoren: 45% (1), 25% (2) und 30% (3). Schiefwinklig rotierte
Lösun-gen, die wegen der Annahme der Korreliertheit des allgemeinen und
be-reichsspezifischen Gerechte-Welt-Glaubens angezeigt waren, erwiesen sich
nicht als besser interpretierbar als die orthogonale Lösung.
Die Zuordnung von Items zu den orthogonal rotierten Faktoren
(Markieritems) bzw. Teilskalen richtet sich nach dem Ladungsprofil der
Items: Ein Item muß mindestens 25% seiner Varianz gemeinsam mit dementsprechenden Faktor haben (Faktorstrukturkoeffizient > 50). Ein Item
muß das Kriterium a2 > h2/2 (vgl. FÜRNTRATT 1969) erfüllen, wobei
a der Faktorstrukturkoeffizient (standardisierte Ladung) und
h2 dieKom-munalität des Items ist. Die Faktorstrukturkoeffizienten der so .best
imm-ten Markieritems sind in Tabelle 1 unterstrichen.
Auf dem ersten Faktor laden die acht Items der a priori Dimension
bereichsspezifischer Gerechte-Welt-Glaube (GWBS). Markieritems des
zweiten Faktors sind fünf der sechs Items der a priori Dimension
Zentrali-tät der Gerechtigkeit. Der dritte Faktor wird durch die sechs Items der a
priori Dimension Allgemeiner Gerechte-Welt-Glaube (GWA
L) markiert.Dieses Ergebnis entspricht den an die Skalenkonstruktion geknüpften
Erwartungen.
Zur Prüfung der Frage, ob die theoretisch konzipierten und
faktoren-analytisch bestätigten drei Skalen befriedigende item- und Ska
lenstatisti-ken aufweisen, wurden sie getrennten Analysen unterzogen. Die
Ergeb-nisse der beiden Gerechte-Welt-Skalen werden im folgenden
berichtet.Mittelwerte, Standardabweichungen und Trennschärfen der Items der
beiden Gerechte-Welt-Skalen sind Tabelle 1 zu entnehmen.Allgemeiner Gerechte-Welt-Glaube (GWAL): Die interne Konsistenz
der Skala beträgt Alpha = .82. Die Split-halfReliabilitätnach
SPEARMAN-BROWN beträgt r = .77, nach GUTTMAN r = .77. Die Eigenwerte der
ersten zwei Hauptkomponenten betragen: 3.16 (1), .80 (2):
Den Itemsliegt nur ein gemeinsamer Faktor zugrunde. Er klärt 53% der
Itemgesamt-varianz auf.
Bereichsspezifischer Gerechte-Welt-Glaube {GWBS): Die interne
Kon-sistenz der Skala beträgt Alpha = .88. Die Split-half Reliabi
lität nachSPEARMAN-BROWN beträgt r = .86, nach GUTTMAN r = .85.
DieEigen-werte der ersten zwei Hauptkomponenten betragen: 4.47 (1), .80 (2):
Der Eigenwerteverlauf weist darauf hin, daß auch hier den Items nur ein
607
gemeinsamer Faktor zugrundeliegt. Er klärt 56% der Itemgesamtvarianz
auf.Diese Item- und Skalenstatistiken belegen die Homogenität der bei
-den Skalen.5.
Allgemeiner und bereichsspezifischer Glaube an die gerechte Welt
,
Soziale Erwünschtheit und demographische Variablen
Im folgenden werden die Zusammenhänge der beiden Skalen all
ge-meiner und bereichsspezifischer Gerechte-Welt-Glaube (GWAL und GWBS)
untereinander,mit sozialer Erwünschtheit (CM) sowie mit ausgewählten
demographischen Variablen mitgeteilt.Die einfachen Skalenwerte, die als individuelle Mittelwerte über die ungewichteten Markieritems gebildet werden, korrelieren hoch mit den
jeweiligen Faktorwerten (GWAL: .88; GWBS .95). Im folgenden werden
wegen ihrer größeren Anschaulichkeit und wegen theoretischer Überlegun
-gen (Annahme der Korreliertheit der beiden Gerechte-Welt-Glauben) die
einfachen Skalenwerte verwendet, die zu .65 korrelieren. Mittelwerte(M) und Standardabweichung (S) der Skalenwerte lauten: M(GWAL) =
4.
20, S(GWAL) = .92; M(GWBS) = 4
.49,S(GWBS) = .92.
Wie erwartet (H7) sind die Zusammenhänge von GWAL und GWBS
mit Sozialer Erwünschtheit (CM) in beiden Fällen statistisch bedeutsam
(KOR(GWAL, CM) = .41, KOR(GWBS
,CM) = .40; p < .01). Deswegen
werden bei der Überprüfung der weiteren Validierungshypothesen die
Effekte Sozialer Erwünschtheit (CM) statistisch kontrolliert
.Die Zusammenhänge zwischen GWAL bzw. GWBS und Alter
, Ge-schlecht und Schulabschluß der Probanden wurden explorativ analysiert.
Wie Tabelle 2 zu entnehmen ist, besteht zwischen den
Gerechte-Welt-Tabelle 2
Einfache und Partialkorrelationen (soziale Erwünschtheitheit (CM) i
stauspartialisiert) zwischen Allgemeinem und Bereichss
pezifischemGerechte-Welt-Glaube (GWAL,
GWBS) einerseits und Alter und Geschlecht
andererseits
Korrelationen
einfache (N = 279)
Partial (N = 278)
Alter Geschlecht Alter Geschlecht
GWAL -.31* .06 -.16* 06 GWBS -.36* .03 -.23 .02 bedeutet: p < .01
Tabelle 3
Allgemeiner Gerechte-Welt-Glaube {GWAL)1 in Abhängigkeit von
der 1983 gewählten Partei und sozialer Erwünschtheit (CM)2
(Kovarianzanalyse) (N = 225) Varianzquelle df F P Partei,CM, Partei x CM 7/217 9.582 < .01 Partei x CM 3/217 1.136 > .05 Partei, CM 4/220 15.888 < .01 CM, adj. um Partei 1/220 34.251 < .01 Partei, adj. um CM 3/220 14.105 < .01 E (GWAL|Grüne, CM) = 2.37 + .07 CM E (GWAL|SPD, CM) = 1.96 + .07 CM E (GWAL|FDP, CM) = 1.80 + .07 CM E (GWAL|CDU/CSU, CM) = 1.75 + .07 CM
1 Der Wertebereich reicht jeweils von 1 bis6;l bedeutet stark ausgeprägter
Gerech-te-Welt-Glaube, 6 bedeutet kein Gerechte-Welt-Glaube.
2 Der Wertebereich von 23 bis 46: 23 bedeutet stark ausgeprägte Antworttendenz
im Sinne sozialer Erwünschtheit.
Skalen und dem Alter der Probanden ein bedeutsamer Zusammenhang. Mit zunehmendem Alter ist der Gerechte-Welt-Glaube stärker ausgeprägt.
Dieser Zusammenhang bleibt auch nach Auspartialisieren der Sozialen
Erwünschtheit (CM) bedeutsam.Zwischen Geschlecht und Gerechte-Welt-Glaube zeigt sich weder vor
noch nach Auspartialisierung von CM ein Zusammenhang (vgl. Tabelle 2).
Eine Bildungsabhängigkeit konnte ebenfalls für keine der beiden Skalen
nachgewiesen werden.6.Validierungsergebnisse
Der in Hl behauptete Kriteriumsgruppenunterschied besagt, daß
Wähler/innen von CDU/CSU, FDP und SPD durchschnittlich einen
aus-geprägteren Gerechte-Welt-Glaube haben als diejenigen der Grünen. Die
Hypothese wurde für beide Gerechte-Welt-Skalen getrennt mittels
Kova-rianzanalyse geprüft. Stufen auf dem Faktor politische Orientierung sind
Wahl (1) der Grünen, (2) der SPD, (3) der FDP, (4) der CDU/CSU. Als
Kovariat wird Soziale Erwünschtheit (CM) einbezogen.Die Kovarianzanalysen wurden mittels multipler Regression von
GWAL bzw. GWBS auf Dummyvariablen für die Parteiwahl, Soziale
Er-wünschtheit (CM) sowie die Interaktionsterme zwischen den
Dummy-variablen und CM gerechnet. Das Ergebnis für die Skala Allgemeiner
Gerechte-Welt-Glaube (GWAL) ist Tabelle 3 zu entnehmen.
Das Gesamtmodell wird signifikant (vgl
. Zeile 1 in Tabelle 3). DieInteraktion zwischen der 1983 gewählten Partei und Sozialer
Erwünscht-heit führt zu keiner überzufälligen Verbesserung der Varianzaufklärung
(vgl. Zeile 2, Tabelle 3). Das volle Haupteffektmodell wird signifikant
(vgl. Zeile 3, Tabelle 3). Jeder der beiden Prädiktoren übt einen
signifi-kanten eigenständigen Effekt auf das Kriterium aus, wobei der Effekt der politischen Orientierung geringer ist als der Sozialer Erwünschtheit(vgl. Zeilen 4 und 5 in Tabelle 3).
In Tabelle 3 sind auch die Gleichungen zur Bestimmung der
Erwar-tungswerte des Kriteriums für die drei Gruppen angegeben. Um den
be-haupteten Unterschied zwischen Wählern der Grünen vs. Wählern anderer
Parteien inferenzstatistisch abzusichern, werden die Gruppenmittelwerte
von GWAL um den Effekt des Kovariats bereinigt (vgl
.PEDHAZUR 1982,p.
504ff.). Als adjustierte Mittelwerte errechnen sich GWAL (Grüne)
-4.68, GWAL (SPD) = 4.28, GWAL (FDP) = 4.11 und GWAL (CDU/
CSU) = 4.06. Die Unterschiede zwischen den Wählern der Grünen und der CDU/CSU (F= 13.188, df= 1/220, p < .01), der FDP (F = 6.670, df = 1/220, p <.025),und der SPD (F = 4.775, df= 1/220,p < .05) sind
Über-Tabelle 4
Bereichsspezifischer Gerechte-Welt-Glaube (GWBS)1 in Abhängigkeit
von der 1983 gewählten Partei und sozialer Erwünschtheit (CM)2
(Kovarianzanalyse) (N = 225) Varianzquelle df F P Partei,CM, Partei x CM 7/217 11.562 < .01 Partei x CM 3/217 .337 > .05 Partei ,CM 4/220 20.162 < .01 CM, adj. um Partei 1/220 32.545 < .01 Partei,adj. um CM 3/220 9.546 < .01 E (GWBS |Grüne, CM) = 2.9 8 + .07 CM E(GWBS|SPD, CM) = 2.46+ .07 CM E (GWBS|FDP, CM) = 2.20 + .07 CM E (GWBS|CDU/CSU, CM) = 2.14 + .07 CM
1 Der Wertebereich reicht jeweils von 1 bis 6; 1 bedeutet stark ausgeprägter
Gerechte-Welt-Glaube,6 bedeutet kein Gerechte-Welt-Glaube.
2 Der Wertebereich reicht von 23 bis 46: 23 bedeutet stark ausgeprägte
610 C Dalbert / L. Montada / M. Schmitt
Tabelle 5
Einfache und Partialkorrelationen (Soziale Erwünschtheit (CM) ist~
auspartialisiert) zwischen Allgemeinen und Bereichsspezifischem
Gerechte-Welt-Glaube (GWAL, GWBS) einerseits und existentielle
Schuld (ES), Abwertung der Benachteiligten (A W),
Relativierung der
Notlage (RE), Rechtfertigung eigener Privilegien (RP) undSelbst-verschuldungsvorwürfe (SN) andererseits Korrelationen Einfache (N = 246) Partial (N = 245) ES AW RE RP SN ES AW RE RP SN GWAL -.13* .47** .45** .49** .50** -.14* .41** .37** .43** .45** GWBS -.34** .63** .59** .62** .57** -.37** .58** .
53** .57** 54**
* bedeutet: p < .05 ** bedeutet: p < .01zufällig. Insgesamt mindert die Berücksichtigung von CM den eigenständi-gen Beitrag des Wahlverhaltens zur Aufklärung der Kriteriumsvarianz um
die Hälfte (10.33% vs. 4.97%). Damit unterstützen die Daten für den All-gemeinen Gerechte-Welt-Glauben den in Hl behaupteten Kriteriums-gruppenunterschied.
Für den Bereichsspezifischen Gerechte-Welt-Glauben ergibt sich ein
paralleles Ergebnisbild (vgl. Tabelle 4), das nicht mehr im einzelnen erläu-tert zu werden braucht. Die Abhängigkeit des Allgemeinen und des Bereichsspezifischen Gerechte-Welt-Glaubens von der 1983 gewählten Partei bleibt im übrigen auch dann erhalten,wenn zusätzlich das Alter der
Probanden/innen kontrolliert wird.
Die Ergebnisse zu den in H2 bis H6 sowie H8 behaupteten
Zusam-menhängen sind in Tabelle 5 zusammengefaßt. Dort sind neben den
ein-fachen Korrelationen die um Soziale Erwünschtheit bereinigten aufgeführt.
Beide zeigen ein vergleichbares Ergebnisbild; die zwischen den Gerechte-Welt-Skalen und den Reaktionen auf Privilegdiskrepanzen bestehenden Zusammenhänge gehen nicht auf Soziale Erwünschtheit zurück (vgl.
Hypo-these 9), weshalb im folgenden die einfachen Korrelationen erörtert wer-den. Für beide Gerechte-Welt-Skalen zeigen sich die in H2 bis H6 erwar-teten Zusammenhänge: Je höher der Gerechte-Welt-Glauben,um so
gerin-ger die Tendenzen zu Existentieller Schuld (ES), um so höher die Tendenz zur Abwertung Unterprivilegierter (AW), zur Relativierung von Notlagen (RE), zur Rechtfertigung der eigenen Privilegien (RP) sowie zu
Selbstver-schuldungsvorwürfen OSTV).
Glaube an eine gerechte Welt
H8 behauptete, daß die Korrelationen zwischen ES, AW, RE, RP, 5.Y und der bereichsspezifischen Gerechte-Welt-Skala (GWBS) höher sind als zwischen diesen Variablen und der Allgemeinen Gerechte-Welt-Skala
(GWAL). Die zugeordneten Nullhypothesen wurden nach OLKIN &
SIOTANI (1964; vgl. BORTZ 1977) getestet. Lediglich für die Korrelatio-nen der Variable SN muß die Nuühypothese aufrecht erhalten werden(z = 1.55, p < .05), wenngleich der gefundene Unterschied in die erwartete
Richtung zeigt. Die Zusammenhangsunterschiede für ES, AW, RE und RP sind sehr signifikant (ES: z = 4.27, AW: z = 3.54, RE: z = 3.07, RP: z = 2.95; p < .01). Insgesamt zeigt sich also erwartungsgemäß, daß dieErhö-hung der Korrespondenz des Gegenstandsbereiches bei den betroffenen
Variablen sich günstig auf die Zusammenhangsstärke auswirkt (vgl.
SCHMITT et al. 1985).
7. Kreuzvalidierung
In einer Nachfolgeuntersuchung an 991 Probanden konnten sowohl die Skalenstruktur als auch die Validierungsbefunde repliziert werden.
Diese Untersuchung bezog sich wieder auf die Bereiche arme
Men-schen in der Dritten Welt und Gastarbeiter. Neu hinzu kam das
Problem-feld Arbeitslosigkeit, für das die bereichsspezifische Gerechte-Welt-Skala entsprechend erweitert wurde.
Es wurden Stichproben aus Populationen gezogen, die bezüglich Ein-kommen, Arbeitsplatzsicherung und Berufserwartung unterscheidbar sind. Neben einer Stichprobe aus Studierenden der Universität und der Fach-hochschule Trier sowie einer Zufallsstichprobe 20-70jähriger Einwohner relativ privilegierter Wohnbezirke in Saarbrücken wurden einerseits Beam-te/innen sowie andererseits Inhaber/innen mittelständischer bzw. kleiner Unternehmen befragt (vgl. SCHNEIDER, REICHLE & MONTADA
1986).
Die allgemeine Gerechte-Welt-Skala wurde unverändert eingesetzt.
Die bereichsspezifische Gerechte-Welt-Skala wurde analog mit Bezug auf
die angesprochenen Problemfelder entwickelt. Die Faktorenanalysen
le-gen wieder zwei den beiden Skalen GWAL und GWBS entsprechende Faktoren nahe. Lediglich Item 4 (vgl. Tabelle 1) wird nicht durch den allgemeinen Gerechte-Welt-Faktor gespeist. Die resultierende fünf Items
umfassende GWAL ist homogen (Alpha = .79). Gleiches gilt für die neue
(neun Items umfassende) bereichsspzeifische Skala GWBS (Alpha = .90)
(SCHNEIDER, MONTADA, REICHLE & MEISSNER 1986). Erneut
zeig-te sich, daß der geringste Gerechte-Welt-Glauben mit einer Präferenz fürFDP. Diese Ergebnisse fallen sehr deutlich aus (Fgwal = 39.19, FGWBS = 45.36;p< .001).
Die Kreuzvalidierung bestätigt die in H2 bis H6 erwarteten
Zusam-menhänge. Es zeigte sich, daß sowohl die negative Beziehung zwischen
dem Gerechte-Welt-Glauben und existentieller Schuld als auch die positi-ve mit einer (etwas anders erfaßten) Abwertungstendenz, mit einer
Ten-denz, die Lage der Benachteiligten zu relativieren, die eigenen Privilegien zu rechtfertigen sowie die Notlage als selbstverschuldet anzusehen einher-geht (vgl. Tabelle 6). Diese Zusammenhänge verändern sich auch in der Replikation nur unwesentlich, wenn die Tendenz zur sozialen
Erwünscht-heit (CM) auspartiaUsiert wird. Wie die Tabelle 6 ebenfalls ausweist, sind
die Zusammenhänge mit dem bereichsspezifischen Gerechte-Welt-Glauben
erwartungsgemäß enger.
Diese Kreuzvalidierung wurde an einer neuen, anders
zusammen-gesetzten Stichprobe mit lediglich analogen Instrumenten durchgeführt (also Skalen, die gleiches oder ähnliches messen sollen, aber unterschied-liche Items enthalten; Ausnahme hiervon GWAL, CM) und auf einen neu-en Gegneu-enstandsbereich (Arbeitslosigkeit) ausgedehnt. Dies sind sicherlich strenge Prüfbedingungen. Um so überzeugender ist die Konstanz in den
Validierungsbefunden.
Tabelle 6
Replikationsstudie: Einfache und Partialkorrelation (Soziale
Erwünscht-heit (CM) ist auspartialisiert) zwischen Allgemeinem und
Bereichs-spezifischem Gerechte-Welt-Glaube (GWAL, GWBS) einerseits und
existentielle Schuld (ES), Abwertung der Benachteiligten (AW),
Relativierung der Notlage (RE), Rechtfertigung eigener Privilegien (RP)
und Selbstverschuldungsvorwürfe (57V) andererseits(aus SCHNEIDER 1988) Korrelationen Einfache (N = 822) Partial (N = 822) ES AW1 RE RP SN ES AW1 RE RP SN GWAL -.06* .22** .44** .42** .39** -.08* .23** .36** .33** .32** GWBS -.27** .44** .71** .69** .67** -.31 .47** .66** .61** .63**
1 Hier wurde AW nicht als Kognition im Anschluß an die Szenarios, sondern in Form einer eigenständigen, negativen Adjektivliste erfaßt.
* bedeutet: p < .05 ** bedeutet: p < .01
8. Ausblick
Der Gerechte-Welt-Glauben ist bei Männern und Frauen gleich
aus-geprägt: er steigt mit dem Alter an und ist unabhängig von der Bildung.
Die beiden Skalen zu seiner Messung weisen substantielle
Zusammen-hänge mit Sozialer Erwünschtheit auf. die allerdings weitere
Validierungs-befunde nicht wesentlich beeinflussen.
Erwartungsgemäß weisen Wähler/innen der Grünen einen weniger
ausgeprägten Gerechte-Welt-Glauben auf als Wähler/innen anderer Partei-en. Weiter konnte gezeigt werden, daß mit ansteigendemGerechte-Welt-Glauben die Bereitschaft zu Schuldgefühlen wegen eigener Privilegien
ab-nimmt, während die Tendenz zur Rechtfertigung der eigenen Privilegien
,Abwertungen der Benachteiligten sowie die Tendenz zur Relativierung der
Notlage Benachteiligter und zu Selbstverschuldungsvorwürfen wachsen
.Diese Ergebnisse sprechen für die Validität der vorgestellten Skalen und
unterstreichen die Bedeutung des Konstruktes Gerechte-Welt-Glaube für
Erleben, Urteilen und Handeln.
Zusammenfassend läßt sich feststellen, daß die Konstruktion zweier
Skalen zur Erfassung des Gerechte-Welt-Glaubens gelungen ist
. Für weitereForschung in diesem Bereich steht mit der Skala Allgemeiner Gerechte-Welt-Glaube (GWAL) ein offensichtlich valides Erhebungsinstrument zur
Verfügung. Auch der Versuch,
den Gerechte-Welt-Glaube
bereichsspezi-fisch zu messen (GWBS),
hat sich bewährt. Es konnte gezeigt werden
, daßeine Erhöhung der Gegenstandskorrespondenz der zueinander in
Bezie-hung gesetzten Variablen die Stärke ihres Zusammenhangs erhöht
. Ausdiesm Grund soll die Empfehlung von SCHMITT et al. (1985) wiederholt
werden, - zumindest bei größeren Forschungsvorhaben - analog dem hier
vorgestellten Vorgehen die Mühe der Konstruktion bereichsspezifischer
Meßinstrumente nicht zu scheuen.
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