German version of the Organizational Commitment Questionnaire (OCQ-G)

Abstract: 

The German version of the Organizational Commitment Questionnaire (OCQ-G) measures the affective loyalty of employees to their organisation. The OCQ is based on the conceptualisation of organisational commitment as an (affective) attitude.

  • Language Documentation: deutsch
  • Language Items: German
  • Number of Items: 15
  • Reliability: Cronbachs Alpha = .85 bis .90
  • Validity: Hinweise auf die Konstrukt- und Kriteriumsvalidität
  • Construct: Bindung, Committment
  • Catchwords: Organisationen, Commitment, Unternehmen | organizations, commitment, company
  • Item(s) used in Representative Survey: nein
  • Status of Development: validiert

Instrument

Instruktion

Hier finden Sie eine Liste von Aussagen zu möglichen Einstellungen von Arbeitnehmern gegenüber Ihrem Unternehmen. Geben Sie bitte an, inwieweit Sie den folgenden Aussagen zustimmen.

Items

© für die Items liegt beim Hogrefe Verlag (Maier & Woschée, 2002). Der Abdruck hier erfolgte dank freundlicher Genehmigung durch den Hogrefe Verlag.

Nr. Item Polung
1 Ich bin bereit, mich mehr als nötig zu engagieren, um zum Erfolg des Unternehmens beizutragen. +
2 Freunden gegenüber lobe ich dieses Unternehmen als besonders guten Arbeitgeber. +
3 Ich fühle mich diesem Unternehmen nur wenig verbunden.
4 Ich würde fast jede Veränderung meiner Tätigkeit akzeptieren, nur um auch weiterhin für dieses Unternehmen arbeiten zu können. +
5 Ich bin der Meinung, dass meine Wertvorstellungen und die des Unternehmens sehr ähnlich sind. +
6 Ich bin stolz, wenn ich anderen sagen kann, dass ich zu diesem Unternehmen gehöre. +
7 Eigentlich könnte ich genauso gut für ein anderes Unternehmen arbeiten, solange die Tätigkeit vergleichbar wäre.
8 Dieses Unternehmen spornt mich zu Höchstleistungen in meiner Tätigkeit an. +
9 Schon kleine Veränderungen in meiner gegenwärtigen Situation würden mich zum Verlassen des Unternehmens bewegen.
10 Ich bin ausgesprochen froh, dass ich bei meinem Eintritt dieses Unternehmen anderen vorgezogen habe. +
11 Ich verspreche mir nicht allzu viel davon, mich langfristig an dieses Unternehmen zu binden.
12 Ich habe oft Schwierigkeiten, mit der Unternehmenspolitik in Bezug auf wichtige Arbeitnehmerfragen übereinzustimmen.
13 Die Zukunft dieses Unternehmens liegt mir sehr am Herzen. +
14 Ich halte dieses für das beste aller Unternehmen, die für mich in Frage kommen. +
15 Meine Entscheidung, für dieses Unternehmen zu arbeiten, war sicher ein Fehler.

 Antwortvorgaben

Der Wertebereich der einzelnen Items liegt zwischen 1 (stimme überhaupt nicht zu) und 5 (stimme voll und ganz zu.

Auswertungshinweise

Aufgrund der Eindimensionalität seiner Items kann für den OCQ-G ein gemittelter Antwortsummenwert berechnet werden. Dafür müssen die sechs negativ gepolten Items rekodiert werden.

Theory

Der OCQ erfasst die affektive Bindung von Mitarbeitern an ihre Organisation, d.h. die Identifikation mit und die Involviertheit in die Belange der eigenen Organisation (Mowday, Steers & Porter, 1979). Der OCQ stützt sich auf die Konzeptualisierung der organisationalen Bindung als (affektive) Einstellung, im Gegensatz zur verhaltensbezogenen Form der Bindung, nach der sich Beschäftigte aufgrund bisherigen Verhaltens auch zukünftig an dieses Verhalten gebunden fühlen. Die affektive Bindung unterscheidet sich von ähnlichen Arbeitseinstellungen, wie der Arbeitszufriedenheit oder dem Job Involvement. Unter Job Involvement versteht man u.a. das Ausmaß, in dem eine Person sich mit ihrer Arbeitstätigkeit identifiziert (Brown, 1996; Lodahl & Kejner, 1965). Gemeinsam ist allen drei Arbeitseinstellungen, dass es sich um affektive Reaktionen handelt, allerdings mit unterschiedlicher Schwerpunktsetzung. Der Fokus der Arbeitszufriedenheit richtet sich stärker auf die Qualität der eigenen Arbeitstätigkeit, der Fokus des Job Involvement ist stärker auf die persönliche Bedeutung der Arbeitstätigkeit im Leben ausgerichtet, während der Fokus der organisationalen Verbundenheit die gesamte Organisation ist (z.B. Morrow, 1983).

Die Originalfassung des OCQ wurde von Porter und Smith (1970) entwickelt, und von Mowday und Kollegen (1979) mit den entsprechenden psychometrischen Merkmalen veröffentlicht. Das 15 Items umfassende Verfahren mit seinen 9 positiv und 6 negativ gepolten Items wird als eindimensionales Instrument behandelt, obwohl einige Ergebnisse, vor allem aus den USA auf eine Zweidimensionalität hinweisen, wobei die positiv formulierten Items einen (i.S. eines wertbezogenen Commitments) und die negativ gepolten Items einen zweiten Faktor (i.S. eines fortsetzungsbezogenen Commitments) bilden (z.B. Angle & Perry, 1981; Tetrick & Farkas, 1988). Der OCQ wird meist entweder mit allen 15 Items oder in einer Kurzfassung eingesetzt, die nur die 9 positiv gepolten Items umfasst (Riketta, 2002). Bisherige Metaanalysen, die meist Primärstudien mit der englischen Originalfassung auswerteten, zeigen, dass affektive Verbundenheit in hohem positivem Zusammenhang mit der Arbeitsleistung und freiwilligem Arbeitsengagement (organizational citizenship behavior) sowie in negativem Zusammenhang mit Stress, Kündigungsabsicht und -verhalten steht (z.B. Meyer, Stanley, Herscovitch & Topolnytsky, 2002; Riketta, 2002).

Scale development

Itemkonstruktion und Itemselektion

Die englischen Originalitems des OCQ wurden zunächst ins Deutsche übersetzt und anschließend rückübersetzt. Bei mangelnder Übereinstimmung wurde die deutsche Fassung entsprechend korrigiert.

Stichproben

Als Teil einer größer angelegten Längsschnittstudie nahmen an dieser Studie 1414 Angestellte unterschiedlicher Organisationen teil. Für die Auswertungen wurden nur Daten von den 1021 Personen berücksichtigt, die zum Befragungszeitpunkt in einem festen Anstellungsverhältnis standen und keine fehlenden Werte in den Untersuchungsvariablen aufwiesen. Von den Befragten waren 24.5% (250) Frauen. Die Befragten waren seit durchschnittlich 1.9 Jahren berufstätig und seit durchschnittlich 1.7 Jahren in der jeweiligen Organisation tätig. Alle Teilnehmer hatten ein Hochschulstudium absolviert, wobei 51.1% (522) einen wirtschaftswissenschaftlichen, 36.8% (376) einen ingenieurwissenschaftlichen und 12.0% (123) einen naturwissenschaftlichen Studienabschluss hatten. Die häufigsten Branchennennungen waren Forschungseinrichtungen (10.9%), Elektrotechnik (10.5%), Banken und Versicherungen (9.8%), öffentlicher Dienst (7.3%) oder Maschinenbau (7.0%). Weitere Angaben zur Stichprobe finden sich bei Maier und Woschée (2002).

Durchführung

Die Untersuchungsteilnehmer wurden schriftlich befragt.

Itemanalysen

Die Faktorenstruktur wurde mit einer konfirmatorischen Faktorenanalyse mit AMOS 4.0 getestet (Arbuckle & Wothke, 1999). Die Parameterschätzung erfolgte mit der Maximum Likelihood Methode. Getestet wurde mit allen 15 Items eine 1-Faktorenlösung gegen eine 2-Faktorenlösung (positiv vs. negativ gepolte Items). Eine Korrelation zwischen den Fehlertermen wurde nicht zugelassen. Die Ergebnisse bestätigten die erwartete 1-Faktorenlösung (GFI = .92, CFI = .90, RMSEA = .08; vgl. ausführlicher Maier & Woschée, 2002).

Itemkennwerte

Zur Beurteilung der formalen Validität und Reliabilität der Items liegen Faktorladungen (Tabelle 1) aus der Prüfung des einfaktoriellen konfirmatorischen Modells vor. Alle Faktorladungen sind signifikant (p < .001). Nur die standardisierte Faktorladung des Items 4 unterschreitet den kritischen Wert (Ford, MacCallum & Tait, 1986) von .40. Die geringe Faktorladung dieses Items könnte an der spezifischen rechtlichen Konstruktion von Arbeitsverhältnissen in Deutschland liegen: Maßgebliche Änderungen von Tätigkeiten hängen in vielen Fällen von der Zustimmung der Arbeitnehmervertretung ab und sind daher mitunter kein guter Indikator für organisationale Verbundenheit in Deutschland.

Tabelle 1

Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD), korrigierte Trennschärfen (T), Schiefe (S), Kurtosis (KU) und standardisierte Faktorladungen (FL) für die Items des OCQ-G sowie korrigierte Trennschärfen für eine Kurzform des OCQ-G (T+)

Item M SD T S KU FL T
3.88 .88 .37 -0.83 0.84 .40 .36
3.04 1.04 .67 -0.17 -0.53 .72 .66
3* 3.66 1.05 .71 -0.54 -0.31 .75  
1.66 .85 .32 1.42 2.06 .33 .32
2.82 1.03 .66 -0.11 -0.68 .69 .64
2.86 1.10 .65 0.07 -0.78 .68 .67
7* 2.36 1.08 .38 0.53 -0.41 .63  
2.88 1.02 .59 -0.06 -0.52 .63 .60
9* 4.07 .98 .52 -1.05 0.80 .56  
10  3.33 1.11 .63 -0.32 -0.47 .67 .58
11* 3.03 1.31 .64 -0.07 -1.13 .67  
12* 3.18 1.18 .52 -0.22 -0.77 .56  
13  3.28 1.03 .66 -0.34 -0.31 .70 .63
14  2.15 1.11 .65 0.63 -0.52 .67 .64
15* 4.40 .96 .61 -1.62 1.93 .65  

Anmerkung. * = entgegen der Schlüsselrichtung des Konstrukts formulierte und entsprechend rekodierte Items; N = 1021

Quality criteria

Reliabilität

Die interne Konsistenz (Cronbachs Alpha) liegt für die Langfassung bei .90, für die Kurzfassung bei .85.

Validität

Die Konstruktvalidität für den OCQ-G konnte erstens durch die Abgrenzung von Arbeitszufriedenheit und Job Involvement, zweitens durch den Nachweis differentieller Einflussgrößen auf diese Konstrukte und drittens durch einen spezifischen Zusammenhang mit Kündigungsabsicht bestätigt werden (vgl. Maier & Woschée, 2002). Als Indikator für die Arbeitszufriedenheit war die Kurzfassung des Arbeitsbeschreibungsbogens (Neuberger & Allerbeck, 1978) und als Indikator für das Job Involvement die Kurzfassung der Job Involvement Scale (Lodahl & Kejner, 1965) verwendet worden, die beide jeweils sieben Items umfassten. Die divergente Validität wurde über eine konfirmatorische Faktorenanalyse geprüft, bei der getestet wurde, ob eine 3-Faktorenlösung die Korrelationsstruktur besser abbildet als eine 2- oder eine 1-Faktorenlösung. Die 3-Faktorenlösung erwies sich dabei als besser angepasst als die anderen Modelle (p < .001), und sie wies akzeptable Passungskennwerte auf (z.B. GFI = .95, CFI = .95, RMSEA = .09). Die Korrelation der Skalenwerte des OCQ-G mit der Arbeitszufriedenheit betrug .69, mit dem Job Involvement .45 (jeweils p < .001). Unter statistischer Kontrolle der beiden anderen Arbeitseinstellungen Arbeitszufriedenheit und Job Involvement fällt die Partialkorrelation einer Einflussgröße auf die organisationale Bindung, und zwar die Zielübereinstimmung (Rosenstiel & Stengel, 1987), mit .26 signifikant aus (p < .001). Der spezifische Zusammenhang des OCQ-G mit dem Kriterium Kündigungsabsicht (Rosin & Karabik, 1991) fällt mit -.19 ebenfalls signifikant aus (p < .001).

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Deskriptive Statistiken (Tabelle 1) zur Beurteilung der Antwortverteilungen liegen vor. Es fällt auf, dass bei vier Items die Schiefe bzw. die Kurtosis größer als 1 ist, wobei es sich mehrheitlich um rekodierte Items handelt (Items 9, 11, 15). Die restlichen Items weisen Beträge von kleiner als 1 auf, die nach Muthén und Kaplan (1985) als Hinweis auf normalverteilte Werte beurteilt werden können. Die Werte für die Kurtosis lagen noch deutlich unter dem von West, Finch und Curran (1995) angegebenen Betrag von 7, ab dem die Kurtosis als problematisch für ML-Schätzungen angesehen wird.

Die Verteilung der Werte für die Lang- und Kurzfassung kann als weitgehend normalverteilt angesehen werden, mit einer Schiefe von -.17 (Kurzfassung: -.02) und einer Kurtosis von -.33 (Kurzfassung: -.27). Die Dichteverteilung zur Beurteilung der Normalverteilung beider Skalenwerte liegt vor (Abbildung 1).

Abbildung 1. Dichteverteilung zur Beurteilung der Normalverteilung beider Skalenwerte

Normwerte (Tabelle 2), die mit der Analysestichprobe ermittelt wurden, liegen sowohl für die Lang- als auch für eine Kurzfassung vor. Sie unterstützen die Interpretation der ermittelten Gesamtwerte. Dabei ist allerdings zu beachten, dass die Normwerte nicht aus einer bevölkerungsrepräsentativen Stichprobe stammen, sondern nur aus einer Stichprobe von Berufstätigen, die ein Hochschulstudium absolviert haben.

Tabelle 2

Normentabelle für die Lang- und eine Kurzfassung des OCQ-G (LF und KF; N = 1021)

Stanine M(OCQ-GLF) M(OCQ-GKF)
1 <1.92 <1.66
2 1.92-2.26 1.66-2.01
3 2.26-2.59 2.01-2.35
4 2.59-2.93 2.35-2.70
5 2.93-3.28 2.70-3.06
6 3.28-3.62 3.06-3.40
7 3.62-3.96 3.40-3.75
8 3.96-4.30 3.75-4.09
9 >4.30 4.09

 Contact

  •       Prof. Dr. Günter W. Maier, Universität Bielefeld, Fakultät für Psychologie und Sportwissenschaft, Abteilung für Psychologie, Arbeitseinheit Arbeits- und Organisationspsychologie, Postfach 10 01 31, 33501 Bielefeld, Deutschland.
  •       Dipl.-Psych. Dipl.-Soz. Ralph Woschée, Ludwig-Maximilians-Universität München, Organisations- und Wirtschaftspsychologie, Leopoldstr. 13, 80802 München, Deutschland.
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