Zusammenfassung
Im Verlauf der bisherigen Untersuchung konnte gezeigt werden, dass im Zusammenhang mit der Arbeitstätigkeit offenbar zwei Risikofaktoren für die Entwicklung von problematischem Alkoholkonsum bedeutsam sind: einerseits eine spezifische Form der Belastungsbewältigung, die hier als Kontrollbestrebung bezeichnet worden ist, zum anderen eine Arbeitssituation, die hier als Gratifikationskrise beschrieben wurde. In diesem Teil der Untersuchung sollen diese beiden Aspekte — im Rahmen eines eher explorativen Ausblicks — integriert werden.1
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Literatur
Hinsichtlich der Bewertung von explorativen Analysen orientiert sich die Untersuchung an einer Empfehlung Reubands, der die Untersuchung einer kleinen Gruppe von Drogenkonsumenten folgendermaßen begründet hat: „Die Analyse hat mehr als die übrigen Teile der Arbeit deshalb einen explorativen Charakter. Doch erscheint es uns wichtiger, anhand verfügbaren Materials überhaupt erste Ansätze einer Überprüfung vorzunehmen, als auf jegliche Prüfung zu verzichten und damit bloßen theoretischen Spekulationen, die oft wie wissenschaftliche Erkenntnisse behandelt werden, Auftrieb zu geben. Konstitutiv für Wissenschaft ist, daß sie kumulativ angelegt ist und durch Teilanalysen sukzessiv wissenschaftlicher Fortschritt ermöglicht wird“ (Reuband, 1994, S. 231, Anmerkung 1).
Das sog. Drogenpostulat beinhaltet die folgende Hypothese: „Sedierende (dämpfende) Psychopharmaka (depressant drugs) erhöhen die kortikale Hemmung, verringern die kortikale Erregung und führen somit zu extravertierten Verhaltensmustern. Stimulierende (anregende) Psychopharmaka (stimulant drugs) verringern die kortikale Hemmung, erhöhen die kortikale Erregung und führen somit zu introvertierten Verhaltensmustern“ (Eysenck, 1967, zitiert nach Eysenck & Eysenck, 1987, S. 201).
Eine Person musste wegen fehlender Werte aus der Untersuchung ausgeschlossen werden.
Der Konsum lag im Mittel für die Risikogruppe bei 41 Gramm Reinalkohol am gestrigen Tag bzw. bei 100 Gramm am Wochenende, was einen gewogenen Konsum von 45,5 Gramm bedeutet, und für die Personen mit moderatem Konsum lag er bei 6,5 Gramm am gestrigen Tag bzw. 42 Gramm am letzten Wochenende, woraus sich ein gewogener Konsum von 13.75 Gramm errechnen lässt.
In gewisser Weise sind Signifikanztests bei kleinen Stichproben sogar aussagekräftiger als bei großen Stichproben, weil eventuelle signifikante Unterschiede häufig auch bedeutungsvoll sind, was bei großen Stichproben nicht sichergestellt ist (vgl. Bortz & Lienert, 1998, S. 40). Czienskowski (1996) hat diese Problematik folgendermaßen präzisiert: „Angenommen wir hätten zwei Experimente durchgeführt, eines mit 5 Teilnehmern und eines mit 20 Teilnehmern. Die beiden F-Werte sind auf dem Niveau p <.05 signifikant. Welches Ergebnis wäre beeindruckender? Eine Vielzahl von Forschem ¡ª so jedenfalls Rosenthal und Gaito (1963) ¡ª würde dem Experiment mit der größeren Stichprobe einen größeren Gehalt zuschreiben. Faktisch ist es aber gerade anders herum: Die Stärke eines Experimentes hängt direkt zusammen mit der Größe der Stichprobe und bei einer Verringerung der angenommenen Stichprobe von 20 auf 5 würde der in diesem Experiment gefundene Treatment-Effekt keine Signifikanz mehr zeigen` (Czienskowski, 1996, S. 117).
Die Entwicklungsgeschichte dieser Skala ist ausführlich bei Eggert (1983) sowie Eysenck & Eysenck (1987) dargestellt.
Die folgende Darstellung orientiert sich an einem gemeinsamen Manuskript von Puls, Inhester Lahnwehr, Wirtz und Wienold. Die Clusteranalyse und die Abbildungen 5–1 und 5–2 sind von Lahnwehr und Wirtz in Absprache mit dem Autor durchgeführt bzw. erstellt worden (ebd., 1998, S. 269ff.).
Die fehlende Stringenz clusteranalytischer Verfahren hat dazu geführt, dass sich clusteranalytisches Denken in der empirisch-methodischen Praxis lange Zeit kaum durchsetzen konnte (vgl. z.B. Schlosser, 1976, S. 158). In jüngerer Zeit sind allerdings in verstärktem Maße Methoden zur Klassifikationsanalyse angewendet worden, deren Leistungsfähigkeit über die älteren clusteranalytischen Verfahren hinausgeht (vgl. den Überblick bei Reinecke & Tamai, 2000). Für die Anwendung dieser Verfahren ist allerdings die hier untersuchte Stichprobe zu klein.
Diese Vorgehensweise ist allerdings nicht unumstritten. Man kann diesem Argument nämlich Folgendes entgegenhalten: „Da die korrelierten Merkmale ausgewählt wurden, werden sie offenbar für die Klassifikation als relevant erachtet und das dahinterstehende latente Merkmal soll bewußt oder unbewußt bei der Klassifikation ein höheres Gewicht erhalten“ (Kaufmann & Pape, 1996, S. 443). Insofern ist die Entscheidung für eine Gewichtung ¡ª wie sie hier vorgenommen wird ¡ª eine eher theoretisch als methodisch zwingende Vorgehensweise.
In dem Manual werden allerdings nur Faktorladungen über 0.30 dargestellt. Dadurch ist eine leichte Verfälschung der Faktorwertberechnung zu erwarten.
Aufgrund der Erhebungsform (zwei Episoden haben einen positiven Ausgang, zwei Episoden haben einen negativen Ausgang) hat der (achte) Attributionsfaktor bei dieser Untersuchung keine Berücksichtigung gefunden, da die Reliabilität dieser Messungen bei der UBV-Kurzform fraglich erschien. Die Testautoren geben nur für diese Dimension ¡ª anders als bei den anderen Subskalen ¡ª bei der Kurzform des UBV keine Konsistenzen an (Reicherts & Perrez, 1993, S. 50), so dass diese Dimension nicht weiter analysiert wurde. Für diese Entscheidung spricht femer der Umstand, dass bei der Faktorenanalyse der UBVKurzform der Attributionsfaktor nur 4% der Varianz (Belastungsverarbeitungs-Tendenzen als Personenmerkmale) aufklärt.
Da die untersuchten Stichproben klein sind (n < 30), kann man nicht mehr voraussetzen, dass die Stichprobenmittelwerte nach dem zentralen Grenzwerttheorem normalverteilt sind. Man muss deshalb zur Voraussetzung machen, dass die Messwerte in der Grundgesamtheit normalverteilt sind, was hier nicht überprüfbar ist. Allerdings hat sich in Monte-Carlo-Studien gezeigt, dass der t-Test für unabhängige Stichproben auf Verletzungen seiner Voraussetzungen eher robust reagiert, d.h. trotz Voraussetzungsverletzung praktisch richtig entscheidet (Bortz, 1993, S. 124f.; vgl. Nachtigall & Wirtz, 1998, S. 123). Mit der Anwendung von verteilungsfreien Testverfahren sind auch wieder spezifische Nachteile verbunden (vgl. Bortz & Lienert, 1998, S. 50). Trotzdem wurden zur Absicherung der im Folgenden referierten Befunde die Hypothesen mit einem einschlägigen verteilungsfreien Test untersucht (vgl. Bortz & Lienert, 1998; vgl. Nachtigall & Wirtz, 1998, S. 123). Die Befunde der t-Tests konnten in ihrer zentralen Tendenz auch mit diesem Verfahren abgesichert werden. Deshalb werden im Folgenden nur die Ergebnisse der t-Tests dargestellt.
Die Bonferoni-Korrektur lautet a’= aim, wobei m die Anzahl der verschiedenen Einzeltests bezeichnet und a bzw. a’ das (korrigierte) a-Niveau (Bortz, 1999, S. 261). Diese Korrektur ist allerdings eher konservativ im Vergleich zu anderen Korrekturverfahren, insbesondere dann, wenn eine Korrelation zwischen den zu untersuchenden Variablen gegeben ist (ebd.).
Ein Zusammenhang zwischen den Clustem und soziodemographischen Merkmalen ist nicht zu erkennen (siehe Anhang VI, Tabelle 6–3), bzw. konnte für einige Merkmale mit dem Fisher-Yates-Test (vgl. Bortz & Lienert, 1998, S. 72) nicht aufgewiesen werden.
Seit Rossolimo ist es in der Testpsychologie Üblich geworden, die Markierungspunkte der Standardwerte in Form eines Polygonzuges miteinander zu verbinden, obwohl eine Säulendarstellung der Sache angemessener wäre (Lienert & Raatz, 1994, S. 322). Die Reihenfolge der Skalen orientiert sich an der Darstellung von Reicherts & Pereez (1993).
„Die Normwerte beziehen sich auf die Stichprobe der Alkoholabhängigen. Für alle 5 Skalen gilt daher: Der Mittelwert der Stichprobe der Alkoholabhängigen ist gleich 0 und die Standardabweichung gleich I. Für die Polung gilt bei allen Skalen: je größer der Skalenwert, desto größer ist die diesbezügliche angegebene Bedeutung oder Wirkung des Alkohols. (¡) Die z-Werte der normal trinkenden Probanden liegen im negativen Wertebereich“ (Belitz-Weihmann & Metzler, o. J.).
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Puls, W. (2003). Stressbewältigung bei hochbelasteten Metallarbeitern und der funktionale Konsum von Alkohol: eine testpsychologische Untersuchung. In: Arbeitsbedingungen, Stress und der Konsum von Alkohol. Forschung Soziologie , vol 160. VS Verlag für Sozialwissenschaften, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-09280-3_5
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DOI: https://doi.org/10.1007/978-3-663-09280-3_5
Publisher Name: VS Verlag für Sozialwissenschaften, Wiesbaden
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Online ISBN: 978-3-663-09280-3
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