PropertyValue
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  • Die deutsche Version der Organizational Change Recipients’ Beliefs Scale (OCRBS) misst fünf Arten von Überzeugungen hinsichtlich einer organisationalen Veränderung, die einzeln oder in ihrer Summe bspw. als Indikator für die Unterstützung der Veränderung, zur Planung oder zur Evaluierung von Maßnahmen zur Verbesserung der Unterstützung der Veränderung verwendet werden können. (de)
  • The German version of the Organizational Change Recipients' Beliefs Scale (OCRBS) measures five types of beliefs about organizational change, which can be used individually or in aggregate, for example, as an indicator of support for change, for planning or for evaluating measures to improve support for change. (en)
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  • Objektivität OCRBS ist ein standardisiertes Testinstrument, dessen Inhalte vorgegeben sind. Anpassungen der Formulierungen, die die Beschreibung der Veränderung, aber nicht die zu erfassenden Inhalte betreffen, sind dabei möglich. Darüber hinaus sind auch die Berechnungsmethode und die Interpretation des Testergebnisses vorgegeben, so dass insgesamt die Durchführungs-, Auswertungs- und Interpretationsobjektivität des Tests gegeben ist (Döring & Bortz, 2016a). Reliabilität Die Reliabilitäten der OCRBS-Skala und ihrer Faktoren sind in Tabelle 5 dargestellt. Für OCRBS ergibt sich Cronbachs alpha - die Werte für alpha befinden sich auf der Diagonale - zu .91 und für die Faktoren ein Bereich von .74 für Principal Support bis .89 für Appropriateness. Die Werte liegen damit über dem Schwellwert von .70 und entsprechen in ihrer Höhe den von Armenakis et al. (2007) berichteten Ergebnissen. Neben Cronbachs alpha sind in Tabelle 5 auch McDonalds ωh und ωt aufgeführt (Revelle & Condon, 2019). Die Differenzen zwischen den Koeffizienten weisen auf die unterschiedliche Höhe des Varianzanteils, der von allen bzw. nur von einigen Items erklärt wird. Entsprechend sind die Unterschiede zwischen ωt und ωh für mehrfaktorielle Instrumente höher als für eindimensionale Konstrukte. Dies ist besonders für die Skala Principal Support mit ωh = .51 der Fall, deren einfaktorielle Struktur von der Faktorenanalyse nicht bestätigt wird. Insgesamt zeigen aber auch hier die Koeffizienten für OCRBS und ihre Skalen mit ωt > .80 und - mit Ausnahme von Principal Support - ωh > .70 eine hohe Reliabilität an. Validität Zum Nachweis der Validität der Skala und ihrer Faktoren wird zunächst auf die Inhaltsvalidität eingegangen. Danach werden die Instrumente vorgestellt, die zur Bestimmung der konvergenten, der diskriminanten und der Kriteriumsvalidität verwendet wurden. Diese Eigenschaften werden im Anschluss daran gezeigt. Dabei wird zuerst die jeweilige Eigenschaft der Skala betrachtet und dann die der Faktoren. Schließlich wird die faktorielle Validität der Skala erörtert. Die Inhaltsvalidität ergibt sich einerseits aus der Vorgehensweise zur Konstruktion der englischen Originalskala und der Übersetzungsmethodik andererseits. Armenakis et al. (2007) analysierten zunächst relevante Literatur, die mindestens einen der fünf OCRBS-Faktoren zum Thema hatte, und konstruierten darauf basierend die Fragebogenitems. Die anschließend von 19 Beurteilern vorgenommene Zuordnung der Items zu den Faktoren belegt mit Cohens kappa = .86 die inhaltliche Validität der fünf Faktoren. Die inhaltliche Validität der OCRBS folgt somit aus derjenigen der einzelnen Faktoren und ihrer durch Untersuchungen belegten Relevanz für organisationale Veränderungen. Bei der Übersetzung wurden die Items zunächst aus dem Englischen ins Deutsche übertragen. Die Rückübersetzung ins Englische wurde von einer an der ersten Übersetzung nicht beteiligten Person durchgeführt. Der Vergleich der beiden englischen Versionen führte nur zu geringfügigen Anpassungen des deutschen Fragebogens, so dass die inhaltliche Validität in der Übersetzung erhalten bleibt. Zur Bestimmung weiterer Validitätseigenschaften wurden die Instrumente Organizational Change Questionnaire Climate (OCQ-C) und Organizational Change Questionnaire Process (OCQ-P) von Bouckenooghe et al. (2009) verwendet. OCQ-C besteht aus fünf Faktoren mit insgesamt 18 Items und misst die Wahrnehmung der Befragten hinsichtlich des Organisationsklimas, in dem die Veränderung umgesetzt wird, während OCQ-P mit 15 Items, die drei Faktoren bilden, auf den Prozess der Implementierung der Veränderung fokussiert. Deutsche Übersetzungen der Skalen wurden zusammen mit der deutschen Version der OCRBS validiert. Des Weiteren wurden die Instrumente Offenheit für Veränderungen und Verhalten in Veränderungen von Barghorn (2010) verwendet. Offenheit für Veränderungen wird von den Faktoren Affektive Offenheit und Kognitive Offenheit gebildet, die aus jeweils fünf Items bestehen, und misst die entsprechenden Einstellungskomponenten. Verhalten in Veränderungen ist als dreifaktorielles Instrument konzipiert und besteht aus den Faktoren Aktiver Widerstand mit sechs Items, Passiver Widerstand und Aktive Unterstützung mit jeweils sieben Items, die das entsprechende Verhalten in der Veränderung messen. Diese beiden Instrumente wurden ausgewählt, da sie zu den von der OCRBS erfassten Inhalten passen (Fishbein & Ajzen, 2015, S. 20-23). Allerdings sind sie noch nicht vollständig validiert, weswegen zunächst ihre faktoriellen Strukturen mit konfirmatorischen Faktorenanalysen untersucht wurden. Die Ergebnisse bestätigten die drei einfaktoriellen Strukturen der zu Verhalten in Veränderungen gehörenden Skalen, die in der vorliegenden Analyse verwendet werden. Die zweifaktorielle Struktur von Offenheit für Veränderungen konnte nicht belegt werden. Die Analyse legt nahe, dass das Item KO5 („Ich habe Bedenken bei dieser Veränderung“) Teil des Faktors Affektive Offenheit sein sollte, was sich inhaltlich damit begründen lässt, dass mögliche negative Konsequenzen eher mit der affektiven Einstellungskomponente erfasst werden (Barghorn, 2010; Fishbein & Ajzen, 2015, S. 82-84). Mit dieser Änderung ließen sich die faktoriellen Strukturen von Offenheit für Veränderungen und der beiden Faktoren bestätigen. Die Reliabilitäten und Korrelationen der Skalen sind in Tabelle 5 wiedergegeben. Die in Tabelle 5 dargestellten Korrelationen der OCRBS mit den Vergleichsinstrumenten bezüglich Einstellungen, Verhalten sowie den Skalen OCQ-C und OCQ-P verlaufen, wie es aufgrund theoretischer Überlegungen zu erwarten war, d. h. mit Aktiver Widerstand und Passiver Widerstand negativ und ansonsten positiv. Die Korrelationen mit Aktiver Widerstand, Passiver Widerstand und Aktive Unterstützung belegen die konkurrente Kriteriumsvalidität des Instruments, womit die Skala das Konstruktionsziel erfüllt, ein „basic precursor to behavior“ (Armenakis et al., 2007, S. 483) zu sein. Die Koeffizienten sind vom Betrag her alle größer als .50, womit in allen Fällen große Effektstärken vorliegen (Döring & Bortz, 2016b). Die konkurrente Kriteriumsvalidität der fünf OCRBS-Faktoren wird ebenfalls durch deren Korrelationen mit den drei Verhaltensskalen bestätigt, wobei die Effektstärken hier teilweise geringer ausfallen. Tabelle 5 Reliabilitäten und Korrelationen der verwendeten Instrumente Skala ωh ωt 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 1 OCRBS .76 .93 .91 2 A .82 .91 .87 .89 3 D .82 .87 .45 .35 .84 4 E .71 .87 .83 .65 .22* .80 5 PS .51 .83 .80 .59 .17# .66 .74 6 V .72 .85 .78 .64 .13# .59 .52 .77 7 AO .90 .96 .60 .64 .16# .57 .42 .44 .94 8 KO .91 .94 .76 .74 .19# .65 .53 .70 .67 .92 9 OfV .74 .97 .72 .74 .18# .65 .50 .58 .95 .86 .94 10 AW .81 .90 -.55 -.55 -.24** -.50 -.37 -.39 -.58 -.52 -.60 .85 11 PW .81 .92 -.59 -.57 -.26** -.51 -.36 -.52 -.54 -.58 -.60 .70 .90 12 AU .63 .88 .64 .59 .26** .56 .40 .58 .46 .61 .56 -.44 -.69 .81 13 OCQ-C .66 .91 .59 .50 .01# .53 .64 .47 .45 .47 .50 -.41 -.40 .39 .89 14 OCQ-P .73 .93 .63 .52 .02# .56 .74 .46 .43 .50 .50 -.37 -.37 .35 .83 .91 Anmerkungen. ωh und ωt = McDonalds omega nach Revelle & Condon (2019); A = Appropriateness; AO = Affektive Offenheit; AU = Aktive Unterstützung; AW = Aktiver Widerstand; D = Discrepancy; E = Efficacy; KO = Kognitive Offenheit; OCQ-C = Organizational Change Questionnaire Climate; OCQ-P = Organizational Change Questionnaire Process; OCRBS = Organizational Change Recipients‘ Beliefs Scale; OfV = Offenheit für Veränderungen; PS = Principal Support; PW = Passiver Widerstand; V = Valence; # = nicht signifikant für p < .05; * = p < .05; ** = p < .01, alle anderen Korrelationen signifikant mit p < .001; p-Werte nach Holm (1979) korrigiert; Cronbachs alpha ist auf der Diagonale eingetragen; N = 197. Die konvergente Validität der OCRBS wird durch die Korrelationen mit Affektive Offenheit, Kognitive Offenheit, Offenheit für Veränderungen, OCQ-C und OCQ-P gezeigt. Auch hier liegen in allen Fällen hohe Effektstärken vor. Die konvergente Validität der Faktoren ergibt sich ebenfalls aus ihren Korrelationen mit diesen Skalen, wobei die Effektstärken teilweise wiederum etwas geringer ausfallen. Dies gilt nicht für Discrepancy, denn hier sind die Korrelationen zu gering, um Belege für die konvergente Validität dieses Faktors zu liefern. Zum Nachweis der diskriminanten Validität der OCRBS wurden Korrelationsvergleiche berechnet, um zu zeigen, dass das Instrument mit einer konstruktnahen Variablen stärker korreliert als mit konstruktfernen (Döring & Bortz, 2016a). Die Skala Kognitive Offenheit bildet das konstruktnahe Instrument, da die OCRBS ebenfalls kognitive Inhalte erfasst. Als konstruktferne Variablen wurden Affektive Offenheit und Aktive Unterstützung ausgewählt, weil diese eine nicht-kognitive Einstellungskomponente bzw. Verhalten messen. Außerdem wurden OCQ-C und OCQ-P als konstruktferne Größen herangezogen, denn diese erfassen „perceptions of those involved in the change process“ (Bouckenooghe et al., 2009, S. 593) hinsichtlich des Veränderungsprozesses und -klimas, während OCRBS Überzeugungen hinsichtlich der Veränderung misst. Für die Korrelationstests nach Steiger (1980) wurde als Nullhypothese angenommen, dass die tatsächlich zugrundeliegenden Korrelationen, also die zwischen OCRBS und Kognitive Offenheit einerseits und OCRBS und jeweils einer konstruktfernen Variablen andererseits, gleich sind und die vorliegenden unterschiedlichen Werte ein Stichprobenartefakt sind. Die Alternativhypothese war, dass die konstruktnahe Korrelation größer ist als die konstruktferne. Die einseitigen Hypothesentests belegen die diskriminante Validität der OCRBS, da die Nullhypothese mit p < .001 für Affektive Offenheit, p = .001 für Aktive Unterstützung, p < .001 für OCQ-C und p = .002 für OCQ-P in allen Fällen zu verwerfen ist. Zum Nachweis der diskriminanten Validität der fünf Faktoren wurde die OCRBS als konstruktnahe Variable für die Korrelationsvergleiche verwendet. Die in Tabelle 6 dargestellten Wahrscheinlichkeiten der Nullhypothesen ergeben auch hier, dass zwischen konstruktnahen und konstruktfernen Korrelationen ausreichende Unterschiede bestehen, um die diskriminante Validität der Faktoren zu bestätigen. Tabelle 6 Wahrscheinlichkeitswerte p der Nullhypothesen rh,OCRBS = rh,j zum Nachweis der diskriminanten Validität der Faktoren h j AO AU OCQ-C OCQ-P Appropriateness < .001 < .001 < .001 < .001 Discrepancy < .001 < .001 < .001 < .001 Efficacy < .001 < .001 < .001 < .001 Principal Support < .001 < .001 < .001 .026 Valence < .001 < .001 < .001 < .001 Anmerkungen. AO = Affektive Offenheit; AU = Aktive Unterstützung; OCQ-C = Organizational Change Questionnaire Climate; OCQ-P = Organizational Change Questionnaire Process; OCRBS = Organizational Change Recipients‘ Beliefs Scale; N = 197. Zum Nachweis der faktoriellen Validität des Instruments werden zunächst die in Tabelle 2 dargestellten Ergebnisse der konfirmatorischen Faktorenanalysen für die Modelle 5F und 2O herangezogen. Diese belegen die fünffaktorielle Struktur, die aufgrund der Skalenkonstruktion zu erwarten war. Darüber hinaus zeigen die Ergebnisse der Modelle 1F, 3F und 4F, dass die fünffaktoriellen Modelle im Vergleich mit Modellen, die über eine theoretische Fundierung verfügen (Vandenberg, 2006), die besseren Fit-Indizes aufweisen. Des Weiteren belegen die in Tabelle 4 gezeigten Ergebnisse die faktorielle Validität der OCRBS-Faktoren mit Ausnahme von Principal Support. Insgesamt bestätigen die Resultate somit in wesentlichen Teilen die faktorielle Validität der Instrumente. Die in Tabelle 3 dargestellten Itemkennwerte legen die Vermutung nahe, dass nicht alle Items in gleicher Weise für beliebige Stichproben geeignet sind. So sind in großen Organisationen, in denen bspw. nicht jedes Mitglied die Einstellung der Geschäftsführung hinsichtlich der Veränderung kennt, oder bei Veränderungen, in die die Geschäftsführung in keiner Weise involviert ist, die Items PS2 („Die Unternehmensleitung lässt ihren Worten Taten folgen“) und PS3 („Die Unternehmensleitung unterstützt die Veränderung“) von den befragten Personen u. U. nicht sinnvoll zu bewerten. Vor diesem Hintergrund kann die Frage gestellt werden, wie sich die Gütekriterien von OCRBS und Principal Support verändern, wenn PS2 und PS3 aus dem Instrument entfernt werden. Die in Tabelle 7 aufgeführten Ergebnisse der konfirmatorischen Faktorenanalysen für die reduzierten Instrumente zeigen etwas bessere Fit-Indizes für 5FR und 2OR als für die entsprechenden Modelle des vollständigen OCRBS-Instruments. Alle Kennwerte liegen hier in ihren Akzeptanzbereichen, was die beiden reduzierten Modelle bestätigt (Schermelleh-Engel et al., 2003). Tabelle 7 Ergebnisse der konfirmatorischen Faktorenanalysen für die reduzierten Skalen Modell χ2 df p SRMR TLI CFI RMSEA AIC PSR 9.46 2 .009 .049 .823 .941 .149 [.063, .250] 2157.00 5FR 251.89 191 .002 .056 .958 .965 .043 [.027, .057] 10453.22 2OR 267.70 196 .001 .060 .951 .959 .047 [.032, .060] 10462.52 Anmerkungen. 2OR = Modell zweiter Ordnung; 5FR = fünffaktorielles Modell; AIC = Akaike Information Criterion; CFI = Comparative Fit Index; PSR = Principal Support; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; SRMR = Standardized Root Mean Squared Residual; TLI = Tucker-Lewis Index; RMSEA wird mit dem 90 % Vertrauensintervall angegeben; R = ohne Items PS2 und PS3; alle Modelle wurden mit einem angepassten Verfahren für nicht multivariat normalverteilte Daten berechnet (Satorra & Bentler, 1999); N = 197. Die einfaktorielle Struktur von PSR kann auch hier nicht bestätigt werden, da das Modell mit TLI = .823 und RMSEA = .149 die erforderlichen Schwellwerte deutlich verfehlt. Alternativ kann eine Struktur vermutet werden, bei der die Items PS1 und PS4 bzw. PS5 und PS6 jeweils einen Subfaktor bilden, was einer von Armenakis et al. (2007) vorgeschlagenen Aufteilung von Principal Support in die Komponenten Change Agent Support und Respected Peer Support entspricht. Die Fit-Indizes verbessern sich dadurch auf χ2/df = 2.46 mit df = 1 und p = .117 sowie CFI = .987, TLI = .924 und SRMR = .022. Der Wert für RMSEA ist mit .098 [.000, .259] immer noch zu hoch, während AIC mit einem Wert von 2151.13 etwas geringer ausfällt. Die Werte liegen somit teilweise in den von Schermelleh-Engel et al. (2003) empfohlenen Akzeptanzbereichen und auf Basis von Marsh et al. (2004) und dem geringen SRMR-Wert kann dieses Modell akzeptiert werden. Die Skalenreliabilitäten sind in Tabelle 8 enthalten. Für den auf vier Items verkürzten Faktor PSR liegt der Wert von Cronbachs alpha mit .71 geringfügig unter dem der vollständigen Principal-Support-Skala, während ωt mit einem Wert von .83 gleich bleibt. Die Reliabilität der aus 22 Items bestehenden OCRBSR bleibt mit alpha = .91 und ωt = .93 unverändert. Auch die in Tabelle 8 und Tabelle 9 gezeigten Korrelationen sind nur geringfügig von denen der vollständigen Instrumente verschieden. Tabelle 8 Korrelationen der reduzierten Skalen mit den OCRBS-Elementen Skala α ωh ωt PSR OCRBSR A D E PS V OCRBS 1 PSR .71 .64 .83 - .79 .59 .20** .67 .93 .54 .80 2 OCRBSR .91 .74 .93 .79 - .88 .47 .83 .76 .79 .99 Anmerkungen. α = Cronbachs alpha; ωh und ωt = McDonalds omega nach Revelle & Condon (2019); A = Appropriateness; D = Discrepancy; E = Efficacy; OCRBS = Organizational Change Recipients‘ Beliefs Scale; PS = Principal Support; V = Valence; R = ohne Items PS2 und PS3; ** = p < .01, alle anderen Korrelationen signifikant mit p < .001; p-Werte nach Holm (1979) korrigiert; N = 197. Tabelle 9 Korrelationen der reduzierten Skalen mit den Vergleichsinstrumenten Skala AO KO OfV AW PW AU OCQ-C OCQ-P 1 PSR .43 .56 .52 -.38 -.37 .43 .58 .67 2 OCRBSR .61 .77 .73 -.55 -.60 .65 .56 .60 Anmerkungen. AO = Affektive Offenheit; AU = Aktive Unterstützung; AW = Aktiver Widerstand; KO = Kognitive Offenheit; OCQ-C = Organizational Change Questionnaire Climate; OCQ-P = Organizational Change Questionnaire Process; OCRBS = Organizational Change Recipients‘ Beliefs Scale; OfV = Offenheit für Veränderungen; PS = Principal Support; PW = Passiver Widerstand; R = ohne Items PS2 und PS3; alle Korrelationen signifikant mit p < .001; p-Werte nach Holm (1979) korrigiert; N = 197. Tabelle 10 Wahrscheinlichkeitswerte p der Nullhypothesen zum Nachweis der diskriminanten Validität der reduzierten Instrumente Instrument AO AU OCQ-C OCQ-P OCRBSR a < .001 .001 < .001 < .001 Principal SupportR b < .001 < .001 < .001 .001 Anmerkungen. AO = Affektive Offenheit; AU = Aktive Unterstützung; OCQ-C = Organizational Change Questionnaire Climate; OCQ-P = Organizational Change Questionnaire Process; OCRBS = Organizational Change Recipients‘ Beliefs Scale; R = ohne Items PS2 und PS3; N = 197. a Konstruktnahe Variable: Kognitive Offenheit. b Konstruktnahe Variable: OCRBS. Schließlich bestätigen die in Tabelle 10 gezeigten Wahrscheinlichkeitswerte p für die jeweiligen Nullhypothesen die diskriminante Validität von OCRBSR und PSR. Insgesamt bleiben somit die oben diskutierten Validitätseigenschaften der vollständigen Instrumente bei einem Ausschluss der Items PS2 und PS3 erhalten. Deskriptive Statistiken Tabelle 11 zeigt Mittelwert, Standardabweichung, Schiefe und Wölbung der erhobenen Instrumente. Tabelle 11 Deskriptive Kennwerte der erhobenen Instrumente Instrument M SD Schiefe Kurtosis OCRBS 3.58 0.59 -0.24 -0.42 Appropriateness 3.57 0.85 -0.52 -0.41 Discrepancy 4.17 0.74 -1.08 1.01 Efficacy 3.76 0.70 -0.52 0.19 Principal Support 3.52 0.68 -0.23 -0.41 Valence 2.84 0.93 -0.02 -0.58 OCRBSR 3.57 0.61 -0.34 -0.39 Principal SupportR 3.48 0.76 -0.37 -0.31 Affektive Offenheit 3.52 1.15 -0.41 -0.90 Kognitive Offenheit 3.25 1.01 -0.22 -0.93 Offenheit für Veränderungen 3.41 1.00 -0.42 -0.84 Aktiver Widerstand 1.48 0.67 1.49 1.13 Passiver Widerstand 1.94 0.92 0.85 -0.14 Aktive Unterstützung 3.67 0.73 -0.55 0.19 OCQ-C 3.24 0.68 -0.02 -0.36 OCQ-P 3.23 0.72 -0.03 -0.33 Anmerkungen. OCRBS = Organizational Change Recipients‘ Beliefs Scale; OCQ-C = Organizational Change Questionnaire Climate; OCQ-P = Organizational Change Questionnaire Process; R = ohne Items PS2 und PS3; N = 197. (xsd:string)
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  • 2025 (xsd:gyear)
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  • Instruktion Die folgenden Aussagen beziehen sich auf die von Ihnen wahrgenommenen Eigenschaften der Veränderung. Markieren Sie den Grad Ihrer Zustimmung. Items Tabelle 1 Items der deutschen Version der Organizational Change Recipients’ Beliefs Scale Nr. Item Polung Itembezeichnung 1 Die Veränderung wird mir nutzen. + V1 2 Die meisten meiner wichtigen Kollegen stehen der vorgeschlagenen Veränderung positiv gegenüber. + PS1 3 Ich denke, dass sich die Veränderung positiv auf unsere Geschäftsaktivitäten auswirken wird. + A1 4 Ich bin in der Lage, die begonnene Veränderung umzusetzen. + E1 5 Wir müssen die Art und Weise, wie wir manches im Unternehmen handhaben, ändern. + D1 6 Die Veränderung meines Aufgabenbereichs wird für mich zu mehr Selbstverwirklichung führen. + V2 7 Die Unternehmensleitung lässt ihren Worten Taten folgen. + PS2 8 Durch die Veränderung unserer Betriebsabläufe wird sich die Leistung unseres Unternehmens verbessern. + A2 9 Ich kann diese Veränderung in meinem Aufgabenbereich umsetzen. + E2 10 Wir müssen die Betriebsabläufe in unserem Unternehmen verbessern. + D2 11 Nach der Veränderung werde ich eine Gehaltserhöhung bekommen. + V3 12 Die Unternehmensleitung unterstützt die Veränderung. + PS3 13 Die Veränderung, die wir umsetzen, ist für unsere Situation die richtige. + A3 14 Ich bin in der Lage, meine Arbeit mit der Veränderung erfolgreich zu erledigen. + E3 15 Wir müssen unsere Effektivität verbessern, indem wir unsere Betriebsabläufe verändern. + D3 16 Die Veränderung meines Aufgabenbereichs wird mein Gefühl verstärken, etwas erreicht zu haben. + V4 17 Die meisten meiner wichtigen Kollegen arbeiten daran, die Veränderung umzusetzen. + PS4 18 Wenn ich über die Veränderung nachdenke, dann finde ich, dass sie für unser Unternehmen angemessen ist. + A4 19 Ich glaube, wir können die Veränderung erfolgreich umsetzen. + E4 20 Wir brauchen eine Veränderung, um unsere Betriebsabläufe zu verbessern. + D4 21 Mein Vorgesetzter befürwortet diese Veränderung. + PS5 22 Es wird sich zeigen, dass die Veränderung das Beste in unserer Situation ist. + A5 23 Wir sind in der Lage, diese Veränderung erfolgreich umzusetzen. + E5 24 Mein Vorgesetzter ermutigt mich, die Veränderung zu unterstützen. + PS6 Anmerkungen. A = Appropriateness; D = Discrepancy; E = Efficacy; PS = Principal Support; V = Valence. Die verwendeten Itemnummern und -bezeichnungen entsprechen denen im Originalinstrument. Die Formulierung der Items kann teilweise angepasst werden. Beispielsweise kann der Begriff „die Veränderung“ durch „die Veränderung von [A] zu [B]“ ersetzt werden. Entsprechende Variationen wurden auch von den Autoren vorgenommen, z. B. „I believe the change from [this] to [that] will have a favorable effect on our operations“ (Armenakis et al., 2007, S. 494). Alternativ kann die Veränderung auch im Rahmen der Testinstruktion beschrieben werden. Antwortvorgaben Die Bewertung erfolgt auf einer fünfstufigen Likert-Skala mit den Antwortvorgaben 1 = „stimme gar nicht zu“, 2 = „stimme eher nicht zu“, 3 = „unentschlossen“, 4 = „stimme eher zu“ und 5 = „stimme voll zu“. Auswertungshinweise Für die Auswertung des Tests ist der Durchschnittswert der Items zu berechnen, d. h., die den Antworten zugeordneten Werte werden addiert – keines der Items ist negativ kodiert – und anschließend durch ihre Anzahl dividiert. Größere Werte zeigen stärkere Ausprägungen der Überzeugungen an und indizieren eine höhere Unterstützung der Veränderung. Darüber hinaus ist es möglich, die OCRBS-Faktoren als eigenständige Instrumente einzeln oder in Kombination mit anderen zu verwenden. Entsprechend wird hier der Skalenwert als Durchschnitt der zum Faktor gehörenden Items berechnet. Anwendungsbereich Die Organizational Change Recipients’ Beliefs Scale (OCRBS) erfasst die Überzeugungen der von einer organisationalen Veränderung betroffenen Personen hinsichtlich dieser. Die Ergebnisse lassen Rückschlüsse auf die Einstellungen der befragten Personen bezüglich der Veränderung und auf die individuelle Unterstützung der Veränderung zu und können bspw. ex ante zur Planung von Maßnahmen verwendet werden, um die Akzeptanz der Veränderung zu erhöhen, oder ex post zur Bewertung der Maßnahmeneffektivität. Die Skala besteht aus fünf Faktoren, die einzelne Überzeugungen messen und ebenfalls zur Untersuchung von Forschungsfragen verwendet werden können (Colombo et al., 2023; Faupel & Süß, 2019; Seipp, 2019). Die OCRBS lässt sich entweder im PASI- (paper-and-pencil self-administered interviewing) oder im CASI-Modus (computer-assisted self-administered interviewing) anwenden. Voraussetzung für die Teilnahme an einer Untersuchung ist, dass die befragten Personen von einer organisationalen Veränderung betroffen sind. (xsd:string)
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  • Itemkonstruktion und Itemselektion Armenakis et al. (2007) folgten bei der Konstruktion der OCRBS dem von Hinkin (1998) beschriebenen Vorgehen. Die Autoren führten zunächst eine Literaturanalyse von 41 Veröffentlichungen aus dem Zeitraum von 1948 bis 2006 durch, die mindestens eine der Überzeugungen Discrepancy, Appropriateness, Principal Support, Efficacy und Valence zum Thema hatten. Daraus ergab sich eine Liste von 26 Items, die sich jeweils auf genau eine Überzeugung beziehen. Diese wurden von 19 Teilnehmern an einem MBA-Programm, die über eine mehrjährige Berufserfahrung verfügten, jeweils einer der fünf Überzeugungen zugeordnet. Die Auswertung der Beurteilungsergebnisse zeigte mit .86 (p < .05) ein ausreichend hohes Cohens kappa. Die anschließende Analyse der Interitemkorrelationen auf Basis einer zweiten Stichprobe führte dazu, dass ein Element der Valence-Skala verworfen wurde, da seine Korrelationen mit den anderen vier Valence-Items kleiner als .40 waren. Für die übrigen 25 Items lagen die Korrelationen mit den anderen Items ihrer Skalen über diesem Schwellwert. Anhand einer weiteren Stichprobe wurden dann zwei Hauptachsen-Faktorenanalysen mit Varimax-Rotation berechnet. Bei der ersten war die Anzahl der Faktoren nicht vorgegeben. Sowohl Eigenwerte als auch Scree-Plot zeigten fünf Faktoren an, was die Vorgabe für die zweite Analyse war. In dieser verfehlte die Faktorladung eines Items der Discrepancy-Skala den Schwellwert von .40 und wurde deswegen ausgeschlossen. Die resultierenden 24 Items erklärten 64.45 % der Varianz. Für die Validierung der deutschen Übersetzung wurden die Items zunächst aus dem Englischen ins Deutsche übertragen. Anschließend erfolgte eine Rückübersetzung ins Englische durch einen Muttersprachler, der an der ersten Übersetzung nicht beteiligt war, die Originalitems also nicht kannte. Danach wurden die beiden englischen Versionen hinsichtlich ihrer semantischen Übereinstimmung verglichen und die Formulierungen der deutschen Items teilweise geringfügig korrigiert. Stichproben Im zweieinhalbmonatigen Erhebungszeitraum von Mitte Dezember 2016 bis Ende Februar 2017 wurden mehrere tausend Personen (fast ausschließlich berufstätige Studenten der Fachhochschule für Management & Oekonomie) online angeschrieben und zur Mitwirkung an der mittels SoSci Survey (Version 2.6.00-i; Leiner, 2014) durchgeführten Onlinebefragung eingeladen. Voraussetzung für die Teilnahme war, dass die Personen zum Erhebungszeitpunkt berufstätig und von einer betrieblichen Veränderung betroffen waren. Von den kontaktierten Personen nahmen 231 an der Befragung teil und 197 bearbeiteten den Fragebogen vollständig. Nur diese Datensätze wurden in der Auswertung berücksichtigt. Von den 197 Personen waren 122 (62 %) weiblich, 72 (37 %) männlich und 3 ohne Angabe. Die am häufigsten vertretene Altersgruppe war die der 20- bis 29-jährigen mit 133 Personen (68 %), die am häufigsten genannten Bildungsabschlüsse waren Abitur bzw. Fachabitur (100 Personen, 51 %), gefolgt von akademischen Bildungsgraden (Bachelor, Master oder Diplom, 81 Personen, 41 %). Von den Befragten gaben 29 (15 %) an, eine Führungskraft zu sein, und 25 (13 %) waren bei einem gemeinnützigen Unternehmen angestellt. Des Weiteren wurde abgefragt, von welcher Art Veränderung die Personen betroffen waren, wobei die Teilnehmer mehrere aus 12 vorgegebenen Möglichkeiten wählen konnten. Die drei am häufigsten genannten waren „Veränderung der Zuständigkeiten oder Aufgaben von Personen oder Abteilungen“ (63.45 %), „Personalabbau oder Neueinstellungen“ (41.12 %) und „Überarbeitung oder Veränderung von Geschäftsprozessen“ (38.38 %). Itemanalysen Die Auswertungen wurden in R (Version 4.2.2; R Core Team, 2022) mit den zusätzlichen Bibliotheken cocor (Diedenhofen & Musch, 2015), lavaan (Version 0.6-17; Rosseel, 2012) und psych (Version 2.4.1; Revelle, 2024) durchgeführt. Zur Bestätigung der fünffaktoriellen Struktur wurden konfirmatorische Faktorenanalysen mit einem Verfahren für nicht multivariat normalverteilte Daten berechnet (Satorra & Bentler, 1999), da der Mardia-Test (Doornik & Hansen, 2008) eine signifikante Abweichung der empirischen Daten von der multivariaten Normalverteilung mit p < .001 anzeigte. Des Weiteren wurden bei Items, die denselben Sachverhalt mit unterschiedlichen Formulierungen erfassen, Fehlerkorrelationen verwendet. Dies war bspw. bei E1 („Ich bin in der Lage, die begonnene Veränderung umzusetzen.“) und E2 („Ich kann diese Veränderung in meinem Aufgabenbereich umsetzen.“) der Fall. Entsprechende Anpassungen waren auch von Armenakis et al. (2007) vorgenommen worden und beeinträchtigen nicht die zugrundeliegende Faktorstruktur (Brown, 2015, S. 157). Die Ergebnisse der Analysen sind in Tabelle 2 dargestellt. Tabelle 2 Ergebnisse der konfirmatorischen Faktorenanalysen für die OCRBS Modell χ2 df p SRMR TLI CFI RMSEA AIC 5Fa 329.24 233 < .001 .059 .938 .948 .050 [.037, .062] 11497.21 1Fb 522.91 245 < .001 .087 .825 .845 .083 [.073, .093] 11717.60 3Fc 402.88 240 < .001 .075 .897 .911 .064 [.053, .075] 11574.97 4Fd 353.16 237 < .001 .063 .927 .937 .054 [.042, .065] 11514.21 2Oe 344.43 238 < .001 .064 .933 .942 .052 [.039, .063] 11506.85 Anmerkungen. AIC = Akaike Information Criterion; CFI = Comparative Fit Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; SRMR = Standardized Root Mean Squared Residual; TLI = Tucker-Lewis Index; RMSEA wird mit dem 90 % Vertrauensintervall angegeben; alle Modelle wurden mit einem angepassten Verfahren für nicht multivariat normalverteilte Daten berechnet (Satorra & Bentler, 1999); N = 197. a Das fünffaktorielle Modell. b Einfaktorielles Modell, bei dem alle 24 Items auf einen gemeinsamen Faktor laden. c Dreifaktorielles Modell: Appropriateness, Discrepancy und Valence bilden einen gemeinsamen Faktor. d Vierfaktorielles Modell: Efficacy und Principal Support bilden einen gemeinsamen Faktor (Rafferty et al., 2013). e Wie 5F, jedoch laden die Faktoren auf einen latenten Faktor zweiter Ordnung. Die Werte zeigen für das fünffaktorielle Modell 5F einen guten (χ2/df = 1.41, SRMR = .059) bzw. akzeptablen Fit (RMSEA = .050) an, während TLI und CFI mit .938 bzw. .948 knapp unterhalb der Schwellwerte von .950, aber noch im akzeptablen Bereich liegen (Brown, 2015, S. 74; Hu & Bentler, 1999; Schermelleh-Engel et al., 2003). Bei Armenakis et al. (2007) waren CFI = .96, RMSEA = .05, SRMR = .05 und χ2/df = 1.52 mit df = 226. Außerdem wurden analog zu Armenakis et al. (2007) Faktorenanalysen für weitere Modelle berechnet, die ebenfalls über eine fundierte theoretische Begründung verfügen (Vandenberg, 2006). Jedoch zeigte keines der Vergleichsmodelle einen besseren Fit als das Modell 5F, was auch dadurch belegt wird, dass das 5F-Modell mit 11497.21 den geringsten Wert für das Akaike Information Criterion aufweist (Schermelleh-Engel et al., 2003). Des Weiteren wurde ein Modell zweiter Ordnung berechnet. Das Modell 2O entspricht 5F, aber zusätzlich laden die fünf Faktoren auf einen gemeinsamen Faktor höherer Ordnung, der als Organizational Change Recipients' Beliefs bezeichnet werden kann. Dieses Modell beruht auf der Überlegung, dass den fünf Faktoren ein latenter Faktor zweiter Ordnung zugrunde liegt, der ursächlich für die Varianzen der Faktoren ist, die mittels der manifesten Items gemessen werden. Es hat gegenüber 5F den Vorteil, dass die Ursache für die Ausprägungen der Faktoren und die Beziehungen zwischen ihnen, die im Modell 5F offen bleibt, in 2O durch den Faktor zweiter Ordnung erklärt wird (Brown, 2015, S. 288). TLI und CFI fallen mit .933 bzw. .942 etwas geringer aus, liegen aber noch nahe genug an den Schwellwerten (Hu & Bentler, 1999), während χ2/df = 1.44, RMSEA = .052 und SRMR = .064 auf einen guten Fit hinweisen (Schermelleh-Engel et al., 2003). Insgesamt bestätigen die Analysen die faktoriellen Strukturen der Modelle 5F und 2O. Der Vergleich der Fit-Indizes zeigt an, dass 5F einen besseren Fit mit den empirischen Daten hat als 2O. Dies bestätigt auch der χ2-Test für geschachtelte Modelle mit Δχ2 = 13.79, df = 5 und p = .017. Dieser Aspekt ist hier jedoch von untergeordneter Bedeutung, da die Modelle unterschiedliche Konzeptionalisierungen betrachten und abhängig von der jeweiligen Forschungsfrage ausgewählt werden können, je nachdem, ob die fünf Faktoren oder der Faktor zweiter Ordnung im Vordergrund steht (Brown, 2015, S. 296; Rindskopf & Rose, 1988). Tabelle 3 Mittelwerte, Standardabweichungen, Schiefe, Kurtosis, Faktorladungen und Trennschärfen der manifesten Items Item M SD Schiefe Kurtosis FL FL5F rit,5F FL2O rit,2O A1 3.63 1.02 -0.50 -0.46 .73 .79 .72 .80 .73 A2 3.52 0.99 -0.48 -0.37 .76 .79 .75 .79 .72 A3 3.62 1.08 -0.50 -0.47 .80 .78 .73 .78 .68 A4 3.63 1.04 -0.57 -0.43 .83 .80 .77 .79 .70 A5 3.46 0.99 -0.35 -0.49 .76 .74 .71 .73 .64 D1 4.33 0.85 -1.37 1.67 .71 .65 .64 .66 .29 D2 4.22 0.82 -1.08 1.20 .78 .71 .70 .72 .26 D3 4.13 0.89 -1.17 1.31 .74 .72 .67 .74 .25 D4 3.99 1.02 -1.13 0.82 .80 .87 .71 .85 .45 E1 3.94 0.93 -0.94 0.66 .52 .53 .54 .52 .46 E2 3.72 1.00 -0.89 0.40 .44 .44 .47 .45 .43 E3 3.80 0.89 -0.65 0.19 .61 .63 .56 .64 .59 E4 3.71 1.00 -0.57 -0.37 .84 .83 .67 .84 .70 E5 3.65 0.88 -0.34 -0.38 .83 .83 .65 .82 .70 PS1 2.87 1.09 -0.05 -1.02 .57 .69 .44 .70 .60 PS2 3.11 1.10 0.03 -0.68 .60 .57 .53 .57 .51 PS3 4.08 0.92 -0.99 0.65 .33 .22 .29 .20 .18 PS4 3.34 0.96 -0.40 -0.35 .51 .50 .43 .49 .43 PS5 3.95 1.00 -0.91 0.30 .61 .59 .53 .60 .56 PS6 3.76 1.08 -0.65 -0.27 .73 .62 .64 .60 .55 V1 3.34 1.17 -0.55 -0.56 .55 .76 .46 .77 .66 V2 3.02 1.24 -0.01 -0.90 .84 .63 .71 .63 .59 V3 2.01 1.18 0.95 -0.04 .55 .36 .47 .34 .36 V4 2.99 1.20 0.00 -0.87 .82 .59 .70 .59 .58 Anmerkungen. A = Appropriateness; D = Discrepancy; E = Efficacy; PS = Principal Support; V = Valence; FL = Faktorladung im einfaktoriellen Modell; FL2O = Faktorladung im Modell 2O; FL5F = Faktorladung im Modell 5F; rit,2O = auf die Skalensumme bezogene Trennschärfe im Modell 2O; rit,5F = auf den jeweiligen Faktor bezogene Trennschärfe im Modell 5F; N = 197. Die in Tabelle 3 gezeigten Trennschärfen und Faktorladungen fallen für einzelne Items niedrig aus. Dies kann dadurch erklärt werden, dass die Faktoren Principal Support und Valence so konstruiert sind, dass sie ihr jeweiliges Konstrukt über breit gefächerte Items erfassen sollen, einzelne Items aber für die vorliegende Stichprobe wenig geeignet sind (Döring & Bortz, 2016a). So ist bspw. für das Item PS3 im Gegensatz zu Armenakis et al. (2007) in der vorliegenden Stichprobe nicht davon auszugehen, dass die befragten Personen aus ausreichend kleinen Organisationen stammen, um ihnen eine verlässliche Einschätzung der Einstellung der Geschäftsführung hinsichtlich der Veränderung zu ermöglichen, oder dass die Geschäftsführungen in jede der Veränderungen involviert waren, was zu den geringen Werten für die Trennschärfe und die Faktorladung des Items führen kann. Dieser Gedanke wird nach der Darstellung der Gütekriterien wieder aufgegriffen. Für die mögliche Verwendung der OCRBS-Faktoren als eigenständige Instrumente wurden konfirmatorische Faktoranalysen berechnet, um ihre einfaktoriellen Strukturen zu bestätigen. Vergleichswerte von Armenakis et al. (2007) liegen nicht vor. Die in Tabelle 4 dargestellten Ergebnisse zeigen für Appropriateness, Discrepancy, Efficacy und Valence einen guten Fit an (Marsh et al., 2004; Schermelleh-Engel et al., 2003). Tabelle 4 Ergebnisse der einfaktoriellen Faktoranalysen der OCRBS-Faktoren Modell χ2 df p SRMR TLI CFI RMSEA AIC A 1.54 3 .672 .008 1.00 1.00 .000 [.000, .099] 2308.55 D 2.04 2 .361 .017 .999 1.00 .012 [.000, .172] 1757.64 E 4.58 4 .333 .028 .994 .997 .031 [.000, .130] 2378.83 PS 25.74 7 .001 .060 .809 .911 .125 [.075, .178] 3201.49 V 4.73 2 .094 .033 .957 .986 .093 [.000, .206] 2293.15 Anmerkungen. A = Appropriateness; AIC = Akaike Information Criterion; CFI = Comparative Fit Index; D = Discrepancy; E = Efficacy; PS = Principal Support; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; SRMR = Standardized Root Mean Squared Residual; TLI = Tucker-Lewis Index; V = Valence; RMSEA wird mit dem 90 % Vertrauensintervall angegeben; alle Modelle wurden mit einem angepassten Verfahren für nicht multivariat normalverteilte Daten berechnet (Satorra & Bentler, 1999); N = 197. Für Principal Support verfehlen mit Ausnahme von SRMR alle Kennwerte deutlich ihren jeweiligen Akzeptanzbereich. Da die Skala drei verschiedene Facetten erfasst, kann vermutet werden, dass eine dreifaktorielle Struktur vorliegt. Diese wird jedoch von den Ergebnissen mit p = .005, df = 6, χ2/df = 3.07 sowie CFI = .940, TLI = .846, RMSEA = .112 und SRMR = .051 nicht bestätigt. (xsd:string)
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  • 10.6102/zis353 ()
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  • Deutsche Version der Organizational Change Recipients’ Beliefs Scale (OCRBS) (xsd:string)
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  • GESIS-ZIS (xsd:string)
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  • Die Unterstützung einer betrieblichen Veränderung durch die von ihr betroffenen Personen ist von hoher Bedeutung, denn oft erreichen Veränderungen nicht das beabsichtigte Ziel und mangelnde Unterstützung der Mitarbeiter ist ein dafür häufig genannter Grund (Ford & Ford, 2010; Vakola, 2013). Dass die Bereitschaft, eine Veränderung zu unterstützen, keine feste Größe ist, sondern durch geeignete Maßnahmen beeinflusst und verbessert werden kann, ist seit den Untersuchungen von Coch und French (1948) bekannt. Armenakis et al. (2007) gingen bei ihrer Konstruktion der OCRBS davon aus, dass die Handlungsursachen der von einer Veränderung betroffenen Personen erfasst werden müssen, um eine Veränderung erfolgreich planen und durchführen zu können. In Übereinstimmung mit verschiedenen Autoren (Fishbein & Ajzen, 2015; Piderit, 2000) nahmen sie die individuellen Überzeugungen der Personen als ursächlich für deren Verhalten an. Ausgehend von zwei Studien, die in den 1940er Jahren durchgeführt wurden, identifizierten Armenakis et al. (2007) fünf Überzeugungen, die Personen bezüglich organisationaler Veränderungen haben können. Diese beziehen sich auf erstens die Notwendigkeit einer Veränderung, zweitens die Angemessenheit der geplanten Veränderung, drittens die Unterstützung der Veränderung durch wichtige Kollegen, viertens die Umsetzbarkeit der Veränderung durch die betroffenen Personen und fünftens den individuellen Nutzen der Veränderung für die betroffenen Personen. Diese Überzeugungen bezeichneten die Autoren als Discrepancy, Appropriateness, Principal Support, Efficacy und Valence und konstruierten ein aus 24 Items bestehendes Instrument, das diese misst und ein Indikator für das Verhalten der befragten Personen ist. Die Skala ist dabei so konstruiert, dass auch einzelne Faktoren herausgelöst verwendet werden können. Die Theorie des geplanten Verhaltens (Fishbein & Ajzen, 2015, S. 20-23) legt außerdem nahe, dass die gemessenen Überzeugungen, sowohl einzeln als auch in ihrer Summe als OCRBS, ebenfalls Indikatoren für die Einstellungen der Personen hinsichtlich der Veränderung sind. Mit Offenheit für Veränderungen und Verhalten in Veränderungen (Barghorn, 2010) liegen Entwürfe für Instrumente vor, die Einstellungen bezüglich Veränderungen bzw. das in der Veränderung gezeigte Verhalten direkt messen. Zwar erheben diese weniger Daten, da sie aus 10 bzw. 20 Items bestehen, jedoch hat die OCRBS ihnen gegenüber den Vorteil, dass sich an den Faktoren erkennen lässt, welche Überzeugungen einer zu geringen Unterstützungsbereitschaft zu Grunde liegen. Dies erlaubt eine gezieltere Planung von Maßnahmen, um die Akzeptanz und Unterstützung von Veränderungen zu erhöhen. Die Skalen Organizational Change Questionnaire Climate und Organizational Change Questionnaire Process von Bouckenooghe et al. (2009) erfassen die Bewertungen der befragten Personen hinsichtlich des Klimas, in dem die Veränderung stattfindet, bzw. des Prozesses, mit dem sie umgesetzt wird. Diese Skalen sind als Indikatoren für Einstellungen konzipiert, die auch Rückschlüsse auf das zu erwartende Verhalten zulassen. Die hier genannten Instrumente erfassen veränderungsrelevante Konstrukte auf individueller Ebene. Konzeptionalisierungen, die die Gruppe oder die Organisation in den Fokus stellen, werden ebenfalls in der Literatur diskutiert (Cinite et al., 2009; Shea et al., 2014; Vakola, 2013). Eine Übersicht findet sich bei Weiner et al. (2020). (xsd:string)
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  • Hinweise auf faktorielle, konvergente, diskriminante und konkurrente Konstruktvalidität des Instruments und seiner Faktoren (xsd:string)