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Abstract

Zusammenfassung. Irritation beschreibt subjektiv wahrgenommene emotionale und kognitive Beanspruchungen im Kontext der Erwerbsarbeit. Anhand von 15 Studien (N = 4 030) werden Skalen- und Itemparameter der Irritations-Skala berichtet. Die Ergebnisse untermauern die branchenubergreifende Validitat und Reliabilitat der Skala. Erste Hinweise deuten darauf hin, dass Irritation schwerwiegenderen Befindensbeeintrachtigungen, wie depressiven Symptomen, vorgelagert ist. Neben einer Anwendung in der arbeitspsychologischen Stressforschung, kann das Instrument zur Beanspruchungsdiagnostik sowie zur Planung und Evaluation von Praventivmasnahmen innerhalb der betrieblichen Gesundheitsforderung empfohlen werden.
Instrumente der Arbeits- und
Organisationspsychologie
Irritation ± ein Instrument zur Erfassung
psychischer Beanspruchung im Arbeitskontext.
Skalen- und Itemparameter aus 15 Studien
Gisela Mohr, Thomas Rigotti und Andreas ller
Zusammenfassung. Irritation beschreibt subjektiv wahrgenommene emotionale und kognitive Beanspruchungen im Kontext der Er-
werbsarbeit. Anhand von 15 Studien (N = 4030) werden Skalen- und Itemparameter der Irritations-Skala berichtet. Die Ergebnisse
untermauern die branchenübergreifende Validität und Reliabilität der Skala. Erste Hinweise deuten darauf hin, dass Irritation schwer-
wiegenderen Befindensbeeinträchtigungen, wie depressiven Symptomen, vorgelagert ist. Neben einer Anwendung in der arbeitspsy-
chologischen Stressforschung, kann das Instrument zur Beanspruchungsdiagnostik sowie zur Planung und Evaluation von Präventiv-
maûnahmen innerhalb der betrieblichen Gesundheitsförderung empfohlen werden.
Schlüsselwörter: Befindensbeeinträchtigung, Beanspruchung, Stress, Irritation, Familie-Beruf-Koordinierung, Gesundheitsförderung
Irritation ± an instrument assessing mental strain in working contexts. Scale and item parameters from 15 studies
Abstract. The Irritation Scale describes subjectivly perceived emotional and cognitive strain in context of the working environment.
Scale and item characteristics of the Irritation Scale are presented on the basis of 15 studies (N = 4030).The results confirm the validity
and reliability of the scale in different industries. Initial evidence suggests that irritation is a precursor of further mental impairments
such as symptoms of depression. In addition to research on stress at work, the instrument can be recommended as an integral part of
strain-assessment as well as for planning and evaluating preventive interventions in the field of occupational health.
Key words: mental impairment, strain, irritation, family-work relationship, stress, occupational health
Zielstellung und theoretischer Hintergrund
Irritation (früher Gereiztheit/Belastetheit, vgl. Mohr,
1986)
1
erfasst subjektiv wahrgenommene emotionale
und kognitive Beanspruchungen im Kontext der Er-
werbsarbeit, hervorgerufen durch ein erlebtes Ungleich-
gewicht zwischen persönlichen Ressourcen und alltägli-
chen Belastungen. Ein Entwicklungsmodell psychischer
Befindensbeeinträchtigungen (Mohr, 1991) konstatiert,
dass Irritation als Mediator zwischen akutem Stress und
psychischer Störung zu betrachten ist (vgl. hierzu auch
Dormann & Zapf, 2002). Irritation kann somit nicht mit
einer psychischen Störung gleichgesetzt werden, sondern
ist in ihrem Schweregrad als psychische Befindensbeein-
trächtigung (vgl. Mohr, 1991) anzusehen. Die Skala wird
empfohlen als Bestandteil einer organisationalen Bean-
spruchungsdiagnostik sowie zur Planung und Evaluation
präventiver Interventionen. Sie berücksichtigt auch Aus-
wirkungen arbeitsbedingter Beanspruchungen auf den
Freizeitbereich (vgl. Tabelle 1: Item 1, 2, 4 und 8): Se-
Zeitschrift für Arbeits- u. Organisationspsychologie (2005) 49 (N.F. 23) 1, 44± 48 Hogrefe Verlag, Göttingen 2005
DOI: 10.1026/0932-4089.49.1.44
Wir danken allen Kolleginnen und Kollegen (vgl. Tabelle 2) für die
Bereitstellung zusätzlicher Daten. Das Projekt wurde gefördert von der
Deutschen Forschungsgemeinschaft (MO 440/5-1).
1
Die Umbenennung der Skala in Irritation erfolgte aus mehreren
Überlegungen heraus: Sie trägt der Tatsache Rechnung, dass das Instru-
ment, trotz der Erfassung mehrerer Aspekte psychischer Beanspru-
chung, einen einheitlichen Erlebensbereich abbildet. Darüber hinaus
führte die ursprüngliche Verwendung des Begriffes Belastetheit in Be-
zug auf das in der DIN EN ISO 10075 verwendete Belastungs-Bean-
spruchungs-Konzept zu begrifflichen Verwirrungen, da Irritation ja ei-
nen Aspekt psychischer Beanspruchung darstellt. Auûerdem erwies
sich die neue Bezeichnung hinsichtlich der Erstellung verschiedener in-
ternationaler Versionen als praktikabler.
kundärfolgen, wie nachlassende Unterstützung durch So-
zialpartner, bedeuten für die betroffene Person zusätzli-
che Regulationsanforderungen, für die jedoch nicht mehr
hinreichend psychische Ressourcen vorhanden sind. Im
Sinne des transaktionalen Stresskonzeptes (Lazarus,
1966) kann so ein gefährlicher Circulus vitiosus entste-
hen.
Operationalisierung
Die Items basieren auf der nahezu wörtlichen Übernah-
me der Aussagen von Industriearbeitern (vgl. Mohr,
1986). Spontane Nennungen, wie mürrisch und gereizt
zu reagieren, lassen vermuten, dass die Beantwortung
der Skala nur wenig durch Verleugnungstendenzen be-
einflusst wird. Gleichzeitig ist eine gute Verständlichkeit
der Items gesichert. Die Skala umfasst 8 Items (vgl. Ta-
belle 1). Kritisch ist anzumerken, dass aufgrund der ein-
heitlichen Polung der Items eine Verzerrung der Skalen-
werte durch Zustimmungstendenzen nicht gänzlich aus-
zuschlieûen ist.
Die Skala besitzt eine hierarchische Struktur mit den
zwei Primärfaktoren kognitive Irritation im Sinne eines
Nicht-Abschalten-Könnens (indiziert durch Item 1, 2, 4)
und emotionale Irritation im Sinne einer agitierten Ge-
reiztheit (Item 3, 5, 6, 7, 8) sowie einem gemeinsamen
Faktor zweiter Ordnung Irritation. Die Auswertung kann
sowohl über die Berechnung eines Durchschnittswertes
der Gesamtskala als auch separat für beide der Primär-
faktoren erfolgen (vgl. Müller, Mohr & Rigotti, in
Druck). Aufgrund der expliziten Erwähnung des Arbeits-
kontextes sollte die Skala ausschlieûlich für erwachsene
Personen mit beruflichem Erfahrungshintergrund ange-
wendet werden.
Es liegt eine Parallelform der Skala vor (vgl. Mohr,
1986). Darüber hinaus existieren Adaptationen der Skala
in 14 Sprachen (Arabisch, Englisch, Französisch, Hebrä-
isch, Holländisch, Italienisch, Polnisch, Portugiesisch,
Russisch, Schwedisch, Spanisch, Tschechisch, Türkisch
und Vietnamesisch). Bisher vorliegende statistische
Kennwerte weisen auf eine interkulturell zufrieden stel-
lende konfigurale und metrische ¾quivalenz zwischen
den arabischen, französischen, polnischen und russi-
schen Skalen hin (Mohr, Müller, Rigotti & Aycan,
2003).
2
Zudem wurde eine schüler-adaptierte Version
des Instruments entwickelt (Rigotti & Jacobshagen,
2003).
Methode
Stichprobe
Im Sommer 2001wurden Forschergruppen in Deutsch-
land, der Schweiz und Österreich kontaktiert. Diese wur-
den gebeten, Rohdaten der Irritations-Skala zur Verfü-
gung zu stellen. Die im Folgenden berichteten Skalen-
und Itemparameter beruhen, soweit nicht anders ver-
Tabelle 1. Itemparameter der Irritations-Skala
Item M SD Schiefe h
2
F1* F2* r
it
(Range)
1. Es fällt mir schwer, nach der Arbeit
abzuschalten. (KI)
3.77 1.78 .05 .81 .43 .90 .62 (.46 ±.85)
2. Ich muss auch zu Hause an Schwierigkeiten
bei der Arbeit denken. (KI)
3.93 1.74 ±.04 .85 .46 .92 .67 (.54 ±.87)
3. Wenn andere mich ansprechen, kommt es vor,
dass ich mürrisch reagiere. (EI)
2.95 1.43 .56 .79 .79 .46 .66 (.47± .91)
4. Selbst im Urlaub muss ich manchmal an Probleme
bei der Arbeit denken. (KI)
2.73 1.69 .76 .74 .50 .85 .65 (.49± .86)
5. Ich fühle mich ab und zu wie jemand,
den man als Nervenbündel bezeichnet. (EI)
2.49 1.58 .97 .72 .79 .52 .69 (.55±.91)
6. Ich bin schnell verärgert. (EI) 2.89 1.47 .64 .78 .87 .38 .66 (.57± .89)
7. Ich reagiere gereizt, obwohl ich es gar
nicht will. (EI)
2.95 1.54 .60 .83 .90 .38 .69 (.60±. 92)
8. Wenn ich müde von der Arbeit nach Hause
komme, bin ich ziemlich nervös. (EI)
3.08 1.68 .56 .84 .76 .51 .66 (.53±.89)
Anmerkungen. N = 4030; 7-stufige Likert-Skalierung von 1 = trifft überhaupt nicht zu bis 7 = trifft fast völlig zu; KI = Primärfaktor kognitive Irritation,
EI= Primärfaktor emotionale Irritation; *Faktorladungen der exploratorischen Faktorenanalyse (Hauptkomponentenanalyse, Rotation Promax).
2
Sämtliche in diesem Beitrag dargestellten Item- und Skalenpara-
meter beziehen sich auf die deutsche Fassung der Irritations-Skala.
Psychische Beanspruchung ± Irritation
45
merkt, auf Datenanalysen von insgesamt 15 Studien mit
N = 4 030 Personen (weiblich = 1621, männlich = 2409;
vgl.Tabelle2)
3
.22.3%derPersonenwarenzumjeweiligen
Untersuchungszeitpunkt jüngerals 29Jahre alt;34.5% wa-
ren 30±39 Jahre alt; 23.1% waren 40±49 Jahre alt und
19.7% waren über 50 Jahre alt. Die Zugehörigkeit zu ver-
schiedenen Berufsgruppen ist Tabelle 2 zu entnehmen.
Faktorstruktur
4
Exploratorische Faktorenanalysen (Hauptkomponenten-
analysen) und eine Parallelanalyse ermittelten überein-
stimmend eine zweifaktorielle Struktur des Instruments.
Die Faktoren besitzen eine Varianzaufklärung von 58%
bzw. 16%. Beide Faktoren korrelieren mit r = .61. Die
Faktorladungen der Items (vgl. Tabelle 1) zeigen, dass
die Items dem jeweiligen Faktor eindeutig zugeordnet
werden können. Innerhalb konfirmatorischer Faktoren-
analysen (N = 4030) erhobene Fit-Indices weisen auf
eine genügende (RMSEA = .09) bis gute (GFI = .95, AG-
FI = .90, CFI = .87) Modellanpassung der oben beschrie-
benen Skalenstruktur an die empirischen Daten hin. Der
c
2
-Wert wurde aufgrund seines stark positiven Zusam-
menhangs mit der Stichprobengröûe bei der Beurteilung
der Modellgüte nicht berücksichtigt (vgl. Hu & Bentler,
1998).
Deskriptive Item- und Skalenparameter
Tabelle 1 gibt Auskunft über die deskriptiven Maûe der
Irritations-Skala. Bis auf die Items 1 und 2 weist die Ver-
teilung der Items eine substanzielle positive Schiefe auf.
Die Trennschärfen der Items sind insgesamt als gut bis
sehr gut zu bezeichnen. Der Range der Trennschärfen
für sämtliche Items ist in allen 15 Studien mindestens zu-
frieden stellend.
Tabelle 2. Übersicht über die in die Datenanalyse aufgenommenen Studien mit Skalenparametern
Studie Stichprobe N
Frauen Männer a r
it
MSD
1* Büro 45 35 .85 .49± .70 3.08 1.13
2 DiplompsychologInnen 138 23 .97 .85± .92 2.89 0.99
3* Feuerwehr ± 657 .91 .62± .75 3.18 1.29
4* Feuerwehr ± 215 .90 .58 ±.72 2.83 1.16
5* Industrie 131 91 .90 .59± .74 2.89 1.21
6 Krankenhaus, Verkauf, Zeitarbeiter 146 54 .90 .60± .75 2.63 1.01
7* metallverarbeitende Industrie 11 89 .84 .46± .70 2.85 1.21
8 öffentlicher Dienst 136 181 .86 .55 ±.68 3.17 1.25
9* öffentlicher Dienst (Bildschirmarbeit) 226 199 .93 .71±.80 3.30 1.43
10* Pfarrer 6 14 ± ± 3.30 0.87
11* Polizei 36 189 .91 .65±.76 2.80 1.24
12* repräsentative Bevölkerungsstichprobe 314 379 .85 .57 ±.68 3.37 1.06
13* soziale Berufe (Heimerziehung) 79 59 .90 .64±.78 3.43 1.19
14* Versicherung, öffentlicher Dienst, Beratung, Sonstige 278 188 .88 .60± .68 3.03 1.13
15* Versicherung 75 36 .86 .52± .74 2.66 1.09
Gesamt 1 621 2 409 .89 .62±.69 3.10 1.21
Anmerkungen. * Wir danken folgenden Kolleginnen und Kollegen für die Bereitstellung zusätzlicher Daten; Studie 1: Andrea Lohmann, Jochen Prüm-
per; Studie 3: Bettina Goriûen; Studie 4: Bettina Goriûen, Dieter Zapf; Studie 5: Konrad Leitner; Studie 7: Marketa Hanetslegrova; Studie 9: Jörn Hur-
tienne, Jochen Prümper; Studie 10: Carsten Gennerich; Studie 11: Christine Busch, Markus Felder, Markus Wirtenberger; Studie 12: Michael Frese,
Harry Garst, Peter C.M. Molenaar, Doris Fay, Tanja Hilburger, Karena Leng, Almut Tag; Studie 13: Lothar Bildat, Jeannette Zempel, Klaus Moser;
Studie 14: Jörn Hurtienne, Jochen Prümper; Studie 15: Christine Busch.
3
Insgesamt wurden 20 Datensätze mit einem Gesamtumfang von
N = 5 456 (weiblich = 1931, männlich = 3 465) Personen zur Verfügung
gestellt. In fünf der Studien wurde jedoch mit einer fünfstufigen Skalie-
rung gearbeitet. Eine Analyse dieser Daten wird in diesem Beitrag nicht
berichtet.
4
Eine ausführliche Darstellung der Skalenstruktur und ihrer Ana-
lyse erfolgt in Müller et al. (in Druck).
Gisela Mohr, Thomas Rigotti und Andreas Müller
46
Gütekriterien
Reliabilität
Cronbachs a streut in den 15 Stichproben zwischen .85
und .93, für die gesamte Stichprobe beträgt a .89 (Ta-
belle 2).
Die Retest-Reliabilität ist erwartungsgemäû geringer.
Sie beträgt nach sechs Monaten r = .69 und sinkt nach
zweieinhalb Jahren auf r =.61 sowie nach dreieinhalb
Jahren auf r = .57 ab (Produkt-Moment-Korrelation; Stu-
die 12: N = 301± 322, vgl. Tabelle 2). Eine Untersuchung
von Mohr (1997) zeigte, dass die Retest-Reliabilität nach
sieben Jahren mit r =.28 erwartungsgemäû deutlich ge-
ringer als bei Instrumenten zur Erfassung von Angst
(r = .47) oder Depressivität (r = .68, N = 110) ist. Die
Skala scheint also sensibel genug, um nichtklinische Be-
findensschwankungen abbilden zu können, ohne wieder-
um zu stark von aktuellen Stimmungsveränderungen be-
einflusst zu werden.
Validität
Konvergente und diskriminante Validität
Es existieren positive Zusammenhänge zu Arbeits-
stressoren, definiert über den Regulationsaufwand zur
Bewältigung von Arbeitsanforderungen (r = .29 bzw.
r = .34, p < .05, N = 218; Leitner, 1993), zu weiteren Be-
findensbeeinträchtigungen, wie emotionaler Erschöp-
fung (r = .52) und Depersonalisierung (r = .47; jeweils
p < .01, N = 130; Enzmann, 1986), sowie zu fehlenden
Ressourcen, wie mangelnder sozialer Unterstützung
(r =.39, p < .01, N = 153 ±203; Mohr, 1986). Erste Er-
gebnisse deuten auf positive Korrelationen mit physiolo-
gischen Belastungsindikatoren, wie systolischem Blut-
druck, hin (r = .54, p < .001, N = 39 ±41; Grebner, 2001).
Negative Korrelationen bestehen beispielsweise zu ergo-
nomischer Qualität von Computersoftware (r = ±.34,
p < .05, N = 387 ±443; Hurtienne & Prümper, 2003) und
beruflicher Selbstwirksamkeitserwartung (r = ±.28,
p < .01, N = 184; Mohr & Krüger, 2002). Geringe positi-
ve Zusammenhänge von r = .10 (p > .05, N = 196 ±201;
Mohr, 1986) zu Arbeitsunfähigkeit sind erwartungsge-
mäû im Sinne der diskriminanten Validität, da Irritation
ein Stadium prä-klinischer Beanspruchung beschreibt.
Die Subskalen zeigen vor allem zu arbeitsbezogenen
Konstrukten gegenläufige Zusammenhänge (vgl. Müller
et al., in Druck): So korreliert Kognitive Irritation (KI)
positiv mit Leistungsmotivation (r = .16, p < .05,
N = 198) während Emotionale Irritation (EI) hierzu
einen negativen Zusammenhang aufweist (r = ±.26,
p < .01, N = 198). Gleichzeitig geht KI im Gegensatz zu
EI jedoch auch mit dem Erleben von Arbeitsbelastung
einher (KI: r = .17, p < .05; EI: r = .03, N = 196). Beide
Subskalen stehen in negativem Zusammenhang zu beruf-
licher Selbstwirksamkeit (KI: r = ±.19, p < .01; EI:
r = ±.26, p < .01, N = 196), jedoch nur EI weist substan-
ziell negative Zusammenhänge zu genereller Selbstwirk-
samkeit auf (KI: r = ±.04; EI: r = ±.44, p < .01, N = 304).
Für EI wurden im Vergleich zu KI tendenziell höhere Zu-
sammenhänge zu weiteren Konstrukten psychischer Be-
findensbeeinträchtigung beobachtet (z.B. Depressivität:
KI: r =.24,p < .01, EI: r = .45, p < .01, N = 304).
Prädiktive Validität
In einer Längsschnittstudie konnten Dormann und Zapf
(2002) zeigen, dass Zusammenhänge zwischen sozialen
Stressoren und depressiven Symptomen nur über die Me-
diatorwirkung von Irritation erklärbar sind. Kausale Ef-
fekte von Irritation auf depressive Symptome waren
nachweisbar, wenn zwischen der Erfassung der jeweili-
gen Variablen ein Zeitintervall von mindestens zwei Jah-
ren lag. Es ist jedoch zu beachten, dass in dieser Studie
lediglich die Items 3, 6 und 7 verwendet wurden, die al-
lesamt der Subskala Emotionale Irritation zuzuordnen
sind. Inwieweit eine prädiktive Validität der Gesamtskala
vorliegt, ist noch zu prüfen.
Stichprobenparameter
Geschlecht: Es konnten keine Geschlechtsunterschiede
bezüglich Irritation ermittelt werden (t-Test, p > .10). Al-
ter: ¾ltere Arbeitnehmer (über 50 Jahre; N = 794, M =
3.23) weisen signifikant höhere Skalenwerte auf als jün-
gere Arbeitnehmer(unter 29 Jahre; N = 897, M = 2.98; ein-
faktorielle ANOVA mit Post-Hoc Tamhane-Test, p < .01).
Beruf: Eine Analyse berufsgruppenhomogener Stichpro-
ben (Polizei, Versicherung [Studien 14 und 15: N = 251,
M = 2.88], Diplompsychologie, Feuerwehr [Studie 4], öf-
fentlicher Dienst [Studien 8 und 9], Heimerziehung; vgl.
Tabelle 2) ergab signifikant höhere Irritations-Werte der
Beschäftigten in Heimerziehung und im öffentlichen
Dienst (Studie 9) im Vergleich zu allen anderen analysier-
ten Berufsgruppen (einfaktorielle ANOVA mit Post-Hoc
Tamhane-Test, p < .01). Hierarchie: Ein Absinken von Ir-
ritation mit steigender Hierarchieebene (Arbeiter:
N = 199, M = .45; untere Angestellte: N =138, M = 3.43;
obere Angestellte:N = 284, M = 3.26) kann auf keinem üb-
lichen Signifikanzniveau interpretiert werden (Studie 12,
vgl. Tabelle 2; einfaktorielle ANOVA, p > .10).
Normierung
Mohr, Müller und Rigotti (in Druck) präsentieren Nor-
men sowohl über die beiden Primärfaktoren als auch über
den Gesamtindex.
Psychische Beanspruchung ± Irritation
47
Schlussbemerkungen
Mit der Skala Irritation wird ein Instrument vorgelegt,
das sich in einer Vielzahl von Untersuchungen als relia-
bel und valide erwiesen hat und somit branchenübergrei-
fend einsetzbar ist. Bisher wurde die Skala vorwiegend
zur Bestimmung gruppenstatistischer Kennwerte ge-
nutzt. Nunmehr vorliegende Normwerte (Mohr, Müller
& Rigotti, in Druck) verbessern die Einsatzmöglichkei-
ten des Instrumentes im individuellen Beratungskontext.
Die Skala ist in der Lage, auf ökonomische Weise die
potenziell schädigende Wirkung kritischer Arbeitsbedin-
gungen zu indizieren (vgl. z.B. Leitner, 1993). Bisherige
Erkenntnisse lassen vermuten, dass Kognitive Irritation
insbesondere eine punktuelle arbeitsbezogene Beanspru-
chung erfasst, während Emotionale Irritation eine über
den Arbeitskontext hinaus generalisierte Beanspruchung
indiziert (ausführlich in Müller et al., in Druck). Erste
Hinweise, dass Irritation (resp. der Primärfaktor Emotio-
nale Irritation) eine Entwicklung psychischer Beein-
trächtigungen prädiziert (vgl. Dormann & Zapf, 2002),
bedürfen einer Absicherung durch weitere Längsschnitt-
studien. Eine Untersuchung der Wirksamkeit eines
Stressbewältigungstrainings bei Lehrern (Stück, Rigotti
& Mohr, 2004) zeigte darüber hinaus, dass Irritation als
sinnvolles Kriterium zur Maûnahmenevaluation einge-
setzt werden kann.
Beobachtete berufs- bzw. hierarchiespezifische Irri-
tationsunterschiede müssen einer weiteren systematisier-
ten Analyse unterzogen werden. Hier ist der theoriegelei-
tete Vergleich tätigkeitspezifischer Dimensionen einem
reinen Berufsgruppenvergleich vorzuziehen. Dies kann
jedoch anhand der vorliegenden Daten nicht geleistet
werden. Gemäû der Spezifik des Konstruktes sind da-
rüber hinaus auch Studien notwendig, welche den kurz-
zeitigen Verlauf (weniger als sechs Monate) von Irrita-
tion beschreiben.
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den Lehrerberuf. Psychologie in Erziehung und Unterricht,
51, 234 ± 242.
Prof. Dr. Gisela Mohr
Dipl.-Psych. Thomas Rigotti
Dipl.-Psych. Andreas Müller
Universität Leipzig
Institut für Psychologie II
Arbeits- und Organisationspsychologie
Seeburgstraûe 14 ± 20
04103 Leipzig
E-Mail: rsplitt@uni-leipzig.de
Gisela Mohr, Thomas Rigotti und Andreas Müller
48
... Work-related stress. Work-related stress will be measured using the Hebrew adaptation of the Irritation Scale [63]. This scale comprises eight items, three of which assess cognitive irritation and five of which assess emotional irritation. ...
... The scale has high reliability (Cronbach's alpha .89) and for the German version, a large number of studies report correlations between this scale and stressors at work, further impairments such as psychosomatic complaints or depression, and missing resources such as social support [63]. ...
Article
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Introduction Few autistic adults are able to integrate successfully into the world of work given their difficulties adapting to the social and stressful aspects of work environments. Interpersonal synchrony, when two or more individuals share body movements or sensations, is a powerful force that consolidates human groups while promoting the ability to self-regulate and cooperate with others. The abilities to self-regulate and cooperate are crucial for maintaining a calm and productive work environment. This study protocol outlines research that aims to assess the effects of group interpersonal synchrony on prosociality and work-related stress of young autistic adults in their work environment. Methods and analysis This mixed-methods randomized controlled trial will investigate two movement-based group synchronous and non-synchronous intervention conditions. The sample will be composed of young adults enrolled in an innovative Israeli program designed to integrate cognitively-abled 18- to 25-year-old autistic adults into the Israeli army work force. The movement-based intervention sessions will take place in groups of 10–14 participants, once a week for 10 weeks. Questionnaires, behavioral collaborative tasks and semi-structured interviews will be conducted. Quantitative data will be collected for each participant at three points of time: before and after the intervention period, and 17 weeks after the end of the intervention. Qualitative data will be collected after the intervention period in interviews with the participants. Discussion Little is known about interventions that promote successful integration into social and stressful work environments. The findings are likely to shed new light on the use of group interpersonal synchrony in autistic individuals at work. Trial registration NCT05846308.
... Die Fragebogenkonstruktion erfolgte anhand tiefgreifender Literaturanalysen zur Arbeitszufriedenheit und dem Berufsbild der ZFA (Borowiec und (Berg 2017), Irritations-Skala (Mohr et al. 2005). Die Zufriedenheit wurde als Globalmaß mit Bezug zum Beruf, zur Arbeitssituation und zur Praxis (im Sinne des Arbeitgebenden) sowie mit Bezug auf die zehn einzelnen Facetten der Arbeitssituation erfasst. ...
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Zusammenfassung In diesem Beitrag wird der entwickelte und erprobte „Fragebogen zur Erfassung von Arbeitstätigkeitsmerkmalen und Arbeitszufriedenheit von Zahnmedizinischen Fachangestellten“ („FArM-ZFA“) vorgestellt. Er erfasst sowohl die Ausprägung verschiedener Facetten und Determinanten von Arbeitszufriedenheit als auch die Arbeitszufriedenheit als Globalmaß. Eine Hauptachsenanalyse (PFA) deutet auf die neun Faktoren Verhältnis zum Vorgesetzten, Team, Patientenkontakt, Psychische Beanspruchung, Berufliche Bindung, Strukturierter Arbeitstag, Arbeitstätigkeit, Gehalt und Kommunikation hin. An einer bundesweiten Befragung von n = 1097 Zahnmedizinischen Fachangestellten (ZFA) zeigen sich sehr gute Reliabilitäts- und Itemkennwerte. Sechs entscheidende Prädiktoren konnten für die globale Arbeitszufriedenheit von ZFA ermittelt werden: Verhältnis zum Vorgesetzten, Arbeitstätigkeit, Gehalt, Team, Strukturierter Arbeitstag und Patientenkontakt (R = 0,74; R² = 55; korrigiertes R² = 0,54; F (6, 1076) = 214,92, p < 0,001). Praktische Relevanz: Die arbeitswissenschaftliche Forschung betrachtet Gesundheitsberufe bislang im Kontext großer Kliniken und kaum in niedergelassenen Klein- und Kleinstunternehmen. Für den Beruf der ZFA steht nun ein solides Instrument zur Erfassung von Arbeitszufriedenheit und ihrer Einflussfaktoren zur Verfügung, mit dem konkrete Handlungsmaßnahmen zur Aufwertung und Attraktivität des Berufsbildes, zur Verbesserung der Arbeitsbedingungen in den Praxen, zur Fort- und Weiterbildung der ZFA und zur Sicherung des Fachkräftenachwuchses abgeleitet werden können.
... Den Zustand zwischen psychischer Erschöpfung und psychischer Erkrankung haben Mohr, Rigotti und Müller (2005) als kognitive Irritation bezeichnet. Kognitive Irritationen sind ein tätigkeitsspezifischer Indikator psychischer (Fehl-)Beanspruchung infolge von Belastungen durch Arbeit und damit möglicherweise Vorläufer manifester psychischer Beeinträchtigungen (Mohr et al. 2005 Mitarbeitendenbindung entsteht u. a., wenn Bedürfnisse, Wünsche und Zielvorstellungen einer Person hinsichtlich ihrer Arbeitsstelle durch diese befriedigt werden bzw. zu dieser "passen" (Six und Felfe 2004;Kraus und Woscheé 2012), was wiederum als "Kohärenzgefühl" oder auch "Sinnerleben bei der Arbeit" definiert werden kann (Schnell 2018;Waltersbacher et al. 2018 Die vorliegenden Befragungsdaten wurden sowohl deskriptiv (Anzahl, prozentualer Anteil, Minimum, Maximum, Mittelwert 2 , Standardabweichung 3 ) als auch mittels des dem Skalenniveau entsprechenden Zusammenhangsmaßes (Chi-Quadrat-Test, Produkt-Moment-Korrelation, Kendalls Rangkorrelation, Punkt-biseriale Korrelation) ausgewertet. ...
... We took the emotional irritation subscale from the irritation scale by Mohr et al. (2005; see also Mohr et al., 2006) as an indicator of psychological strain. The five items required responses on a 7-point scale that ranged from 1 = does not apply at all to 7 = fully applies. ...
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Introduction High email load has been associated with impaired well-being because emails impose specific demands, disturb the workflow, and thereby overtax individuals’ action regulation toward prioritized goals. However, the causes and well-being-related consequences of email load are not yet well understood, as previous studies have neglected the interaction type and function of emails as well as co-occurring stressors as antecedents of high email load and have relied predominantly on cross-sectional designs. Methods In two studies, we aimed to clarify the nature of email load through the lens of action regulation theory. The first study, a two-wave investigation with a fortnightly interval, examined the lagged relationships among email load, work stressors, strain, and affective well-being. The sample included 444 individuals across various occupations and organizations, with 196 of them working from home or remotely at least part of the time. In the second cross-sectional study, we surveyed 257 individuals using a convenience sampling approach, 108 of whom worked from home or remotely at least partially. This study focused on evaluating how different email classes—distinguished by email interaction type (received vs. processed) and email function (communication vs. task)—serve as predictors of high email load. Results In Study 1, we found a positive lagged effect of high email load on strain, even when controlling for the co-occurring stressors time pressure and work interruptions. In addition, lagged effects of email load on time pressure and interruptions were identified, while no evidence was found for the reverse direction. The results of Study 2 suggest that only the number of communication-related emails received, but not the number of task-related emails received, or the number of all emails processed contribute to high email load. Conclusion Findings suggest that email load can be considered a unique stressor and that different classes of email need to be distinguished to understand its nature. Clarifying the sources of email load can help develop effective strategies to address it.
... Items were rated on a scale from 1 (never) to 6 [(almost) always]. An example item is "In the last week, how often did you find yourself completely absorbed in an activity at work/study?" Stress was measured retrospectively every week with the Irritation Scale by Mohr et al. (2005) which assesses emotional as well as cognitive strain in the work context. The concept of irritation captures a psychological stress reaction with a medium intensity which is less influenced by the fluctuations of work demands but has been shown to capture intraindividual fluctuations in strain (e.g., Dormann and Zapf, 2002;Baethge and Rigotti, 2013). ...
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Introduction Despite numerous papers focusing on mindfulness at work, our knowledge about how flow experience and stress as indicators of optimal functioning and wellbeing at work evolve over time during the common mindfulness-based stress reduction (MBSR) program remains limited. Drawing from the transactional model of flow and stress, we argue that a build-up of mindfulness over the training duration not only leads to a decrease in stress but also an increase in flow experience. Thereby, we examine the moderating role of emotional exhaustion amplifying the beneficial effects of mindfulness. Methods In a quasi-experimental study, 91 participants completed weekly questionnaires over the course of 8 weeks. Forty six participants in the experimental group took part in the MBSR program, while 45 participants were part of an inactive control group. Results Mindfulness and flow showed a significant linear increase over time, whereas stress exhibited a linear decrease. Those who participated in the MBSR training reported an increase in mindfulness that positively and negatively predicted the trajectories of flow and stress, respectively. Emotional exhaustion amplified the effects of the trajectory of mindfulness on the trajectories of flow and stress. Discussion These findings suggest that mindfulness can not only reduce stress but can also foster the autotelic experience of flow, especially for chronically depleted individuals. However, more research is necessary to replicate these results and address the limitations of the current study, including the quasi-experimental design, the use of self-report measures, as well as the dropout during the study period.
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The COVID-19 pandemic can be understood as a crisis accompanied by both primary and secondary stressors, such as threats to physiological health (primary), uncertainty (primary), and changes to work environments (secondary). In a longitudinal study during the early stages of the COVID-19 pandemic (Summer 2020 to Spring 2021), we investigated changes in subjective well-being (health, sleep, satisfaction, and cognitive and affective irritation) among a sample of 99 employees. We found that subjective well-being decreased over time: Health, sleep quality, and satisfaction decreased between Summer 2020 and Spring 2021, while affective irritation increased. Moreover, we found that the increase in affective irritation was associated with the decline in satisfaction, while increases in cognitive irritation were associated with decreases in sleep quality and satisfaction. The results highlight the unique predictive value of these distinct concepts of work-related rumination and the relevance of distinguishing between cognitive and affective irritation.
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Schulleitungen bewegen sich zwischen Autonomie und Rechenschaftslegung, zwischen Administration und Innovation. Damit verbundene Anforderungen, aber auch Ressourcen wurden im Schulleitungsmonitor Deutschland und Österreich untersucht. Die Job-Demands-Resources-Theorie diente als Rahmen für die Durchführung einer Strukturgleichungsmodellierung: Eine geringe Entscheidungsautonomie scheint als belastend erlebt zu werden, während Selbstwirksamkeit eine wichtige Ressource darstellt.
Conference Paper
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Teil des Symposiums: Zukunft der Schulleitungen - Schulleitungen der Zukunft Chairs: Stefan Brauckmann-Sajkiewicz (Universität Klagenfurt), Jana Groß Ophoff (Pädagogische Hochschule Vorarlberg, Österreich) Diskutant: David Kemethofer (Pädagogische Hochschule Oberösterreich) Abtract: Faktoren, die mit beruflichem Wohlbefinden oder Belastungserleben in Verbindung stehen, können als Arbeitsressourcen oder als Arbeitsanforderungen klassifiziert werden (Bakker & Demerouti, 2017). Für erstere kann unterschieden werden, ob es sich um organisationale oder persönliche Ressourcen handelt, welche im Falle einer Mobilisierung berufliches Engagement und Wohlbefinden unterstützen. Arbeitsanforderungen sind dagegen physische, psychische oder soziale Faktoren, auf Grund derer Aufwand betrieben werden muss, um z.B. Zeitdruck bewältigen zu können. Bisherige Forschung zu dem sog. Job Demands-Ressources-Modell konzentrierte sich v.a. auf arbeits- und organisationspsychologische Themenfelder, welches aber auch Potenzial für den Bildungsbereich aufweist (Granziera et al., 2021). Beispielsweise wird auch in Österreich das Schulleitungsamt angesichts hoher Anforderungen als unattraktiv erlebt, was ein möglicher Grund für das anhaltende Desinteresse an diesem Posten ist. Dies wirft die Frage auf, wie derzeit im Amt stehende Schulleitungen das Zusammenspiel von beruflichen Anforderungen und verfügbaren Ressourcen erleben, und wie dies ihr Arbeitsengagement sowie ihr Belastungserleben beeinflusst (1) und welche Belastungen und Ressourcen Schulleitungen wahrnehmen (2). Dem wird auf Basis von ausgewählten Skalen aus dem Schulleitungsmonitor Österreich 2022/23 (Online-Befragung: 2621 Schulleitungen) nachgegangen. Demnach bekleiden Schulleitungen ihr Amt mit Freude und Engagement, berichten aber von Belastungen (Groß Ophoff et al., in Druck). Um die Dynamik dieses gesundheitsgefährdenden Prozesses besser verstehen zu können, wurden anschließend problemzentrierte Interviews (25 Schulleitungen) durchgeführt (sog. Vertiefungsdesign, Hagenauer et al., 2023). In dem Vortrag werden Befunde aus beiden Teilstudien vorgestellt, die daraus abgeleiteten Schlussfolgerungen vorgestellt und vor dem Hintergrund der Reformbemühungen im österreichischen Bildungswesen der letzten Jahre kritisch diskutiert.
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A stress-coping training especially developed for the needs of teachers to enhance their internal and external coping skills is being evaluated. The 10-weeks training consisted of psychoeducative elements, of relaxation methods (yoga, meditation), and of paradigmatic classroom situations. Relevant stress-indicators were assessed in a quasi-experimental approach in a training group (N=22) and a control group (N=18) at three times: before and after the training, and six months later. There was reduction of stress-indicators immediately after the training and a long-term reduction of impatience and an increase in the ability to relax ascertained even six months after the training.
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The transactional stress-model by Lazarus (1999) is used as a theoretical framework to investigate the influence of software-ergonomic quality on irritation, psychosomatic complaints and health problems in computer workers. Two converging studies are discussed, both showing significant effects of software-ergonomic quality. The paper concludes with practical implications drawn from the data.
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Irritation as defined in this paper is the subjectively perceived emotional and cognitive strain in occupational contexts. The structural equivalence of the Arabic, Dutch, English, French, Italian, Russian, Spanish, Turkish, and Polish adaptations of the German Irritation Scale is examined. The Irritation Scale is recommended for application particularly in occupational contexts. In this field it can be used for evaluating interventions, for research on stress at work, and for individual counseling. Exploratory factor analyses, as well as single group and different multiple-group confirmatory factor analyses, were performed. Structural equivalency in terms of equal factor loadings as well as equal factor covariances across all adaptations can be claimed. However, the single group analyses suggest that the hypothesized factor model should be rejected in the English, Russian, Spanish, and Turkish versions, mainly because of borderline values in the RMSEA index.
Thesis
In the scope of two longitudinal field studies using a multimethod and multi-level approach relationships between job characteristics (job stressors and job control measured with the Instrument for Stress related Task Analysis, (ISTA) and social stressors at work), indicators of well-being, social support and physiological parameters (repeated blood pressure and salivary cortisol measures on a working day and a day off) were investigated following the biopsychosocial approach to work stress of the Swedish research group of Marianne Frankenhaeuser, Gunn Johansson, Ulf Lundberg and colleagues. Study I As an in-depth study of the concerted longitudinal research project ‘Work Experiences and Quality of Life in Switzerland: Work, Stress and Personality Development’ (AEQUAS) (Swiss priority program ‘Switzerland: The Future’; N = 1384 at Time 1) young male and female newcomers of five occupations (N = 93 at Time 1) served as participants in a longitudinal field study with a time lag of one year. Job characteristics and well-being Associations between job characteristics and well-being (irritability, psychosomatic complaints, job satisfaction, resigned attitude towards job and single item measures of exhaustion) were analyzed, using the mean of ratings and self-reports of task characteristics. Method convergence was satisfying. Associations to well-being indicators were even somewhat stronger than typically reported. For examination of longitudinal (predictor Time 1, dependent variable Time 2, dependent variable Time 1 controlled) and cross-sectional effects (predictor Time 2, dependent variable Time 2, dependent variable Time 1 controlled) in general hierarchical regression analyses were used. However, synchronuous effects were found to a greater extent than longitudinal associations in terms of number of specific stressors which predicted well-being and also with regard to number of indicators of well-being, which were affected by a specific type of stressor. At the same time, there was weak evidence for inverse reversed causation in terms of a healthy worker effect. Therefore, mutual effects between stressors and strain seem plausible, however, generally assumed causal impact of stressors on strain revealed more support. Altogether, this study provides widely support for positive associations between job stressors and impaired well-being and negative relationships to measures of job control, longitudinally as well as cross-sectionally and in each case controlled for gender and occupation. Moreover effects of job control were controlled for job stressors and vice versa. Furthermore, it could be shown, that regulation obstacles (work interruptions and organizational problems) provide a meaningful contribution to occupational stress research in that they predict cross-sectionally symptoms and job satisfaction. Job characteristics and physiological stress responses Data analyses including physiological parameters were conducted for female participants (N = 41 at Time 1 and N = 33 at Time 2). Associations between job characteristics and physiological parameters were analyzed using absolute levels of blood pressure and salivary cortisol measures as well as recovery scores, in terms of work-rest differences. According to the ‘allostatic load model’ of McEwen (1998a) positive associtations were expected between levels of BP and cortisol with stressors and indicators of impaired well-being, and negative associations with control and job satisfaction. Recovery scores were expected to be negatively associated with stressors and impaired well-being and positively with control and job satisfaction. In line with expectations associations between job characteristics and BP showed a rather convincing and consistent pattern of positive longitudinal associations between job stressors (concentration demands, time pressure, work interruptions, and social stressors; all effects p < .05) and absolute levels of SBP, measured on a work day and a day off. In particular concentration demands predicted strongly work day and day off measures of SBP (R2 between .17 and .19). Moreover weak positive effects were found for organizational problems and uncertainty on absolute levels of SBP on a day off (p < .10). Young female newcomers with higher job stressors in Time 1 (index of five stressor scales) showed 1 year later between 8.8 and 11.9 mmHg higher SBP compared to participants with lower initial job stressors. Effects can be interpreted as a shift of SBP levels, which may constitute a serious risk for development of hypertension in the long term. It is important to note that cross-sectionally scarcely effects of stressors on SBP were found. This was interpreted as a possible ‘sleeper-effect’ (cf. Frese & Zapf, 1988) in terms of latency between stressor impact and symptom development. It is important to note, that there were only weak and widely inconsistent effects of job characteristics on DBP levels and cortisol levels and also recovery scores of all three physiological parameters. Physiological stress responses and well-being Furthermore, SBP predicted longitudinally positively irritability. SBP recovery predicted longitudinally negatively different indicators of impaired well-being and positively job satisfaction. These effects were in line with expectations, while DBD and cortisol failed to predict consistently changes in well-being. Consistent low cortisol responding at work (replication analysis): Time 1 data were used in order to replicate results of Schulz and Merck (1997) who found for male and female employees of a technical laboratory showing ‘consistently low cortisol levels on work days’ compared to the sample mean (between individuals criterion) worse well-being (e.g., higher job dissatisfaction, more frequent experiences of exhaustion, higher psychosomatic complaints, and less feelings of energy) in comparison to a ‘reference group’ with consistently higher levels compared to the sample mean. Male and female participants (N = 53) were classified into the ‘low cortisol group’ (n = 22) in case they showed for both cortisol measures at work consistently lower levels than the respective mean cortisol excretion of the total sample, whereas individuals with consistently higher levels were classified into the ‘reference group’ (n = 13). Using multivariate (MANOVA) and univariate (ANOVA) analyses of variance, in line with results of Schulz and Merck the ‘low cortisol group’ showed worse well-being in terms of higher irritability, higher resigned attitude towards job, higher exhaustion on work and rest day and weakly lower job satisfaction (p < .10). In comparison to Schulz and Merck who found not any group differences regarding working conditions (e.g., social stressors), the ‘low cortisol group’ reported higher social stressors at work. Moreover, comparing the groups with regard to personality traits revealed higher neuroticism for the ‘low cortisol group’. Using neuroticism as a covariate (MANCOVA, ANCOVA), differences in well-being disappeared except for exhaustion on work day (p < .10), whereas the effect for social stressors was unchanged. Findings of Schulz and Merck (1997) could be replicated with regard to well-being. Findings confirmed the assumptions of the allostatic load model regarding the ‘inadequate response’, not only by effects for well-being, but also for chronic work stressors. Moreover the relationship between ‘inadequate cortisol response at work’ and impaired well-being could be explained by neuroticism. This may point to the importance of negative affectivity besides chronic environmental stressors and lack of control for development of a specific type of non-response which was conceptualized as a possible (long-term) consequence of allostatic load patterns of overresponsiveness. Furthermore, results challenge assumptions of Frankenhaeuser (1986) and Dienstbier (1989) regarding cortisol responses in situations of ‘effort with distress’ respectively ‘physiological toughness’. Results support the following conclusions: (a) causal effects of stressors on strain seem to be plausibe, (b) additionally, weak effect of inverse reversed causation suggest possible mutual effects between stressors and strain, (c) regulation obstacles are meaningful predictors of well-being, (d) job stressors predict longitudinally shifts in SBP, which may consitute a serious risk for development of hypertension, (e) effects of job stressors on SBP underly the ‘sleeper-effect‘ (Frese & Zapf, 1988) in that latencies in symptom development are plausible, and (f) SBP predicts longitudinally symptoms, (g) associations between ‘low-cortisol at work’ and impaired well-being can be explained by neuroticism, (h) social stressors are independently of neuroticism related to ‘low cortisol at work’. In general, assumptions of the ‘allostatic load model’ are supported far as overresponsiveness of SBP, and ‘inadequate responses’ of cortisol are considered. Study II Middle-aged male instructors from public services in Switzerland served as participants in a longitudinal field study with a multi-method and multi-level design. The investigation included three waves of measurement of one week each, with a time lag of 6 weeks between the respective waves, measuring salivary cortisol on a work day and a subsequent day off in each wave within one week. Individuals who showed at least in two of three waves a ‘meaningful work rest difference’ in salivary cortisol excretion at 12 o’clock greater than 2.5 nmol/l (cf. Kirschbaum, 1991) were classified into a group termed ‘consistent cortisol-recovery’ (n = 12). This was considered as an operationalization of the ‘normal response’ to demanding situations (‘allostatic load model’, McEwen, 1998a), as far as processes of recovery over the working week are considered (metarecovery, Sluiter et al., 2000). That means demand related sufficient ‘unwinding’ in recovery phases follows ‘upwinding’. Individuals who showed ‘consistent cortisol recovery’ were compared with a group of individuals who were characterized by ‘non-recovery’ in terms of showing never or only once a ‘meaningful work rest difference’ (n = 15). Non-recovery was considered as an operationalization of the ‘prolonged response’ pattern in the terminology of McEwen, which is characterized by lack of unwinding in recovery phases, respectively the possibly consequential pattern of ‘inadequate response’, which is marked by a lack of upwinding in demanding situations. Thus, both patterns are marked by small work-rest differences as far as recovery is considered. In the scope of an exploratory data analysis (ANOVA) individuals characterized by ‘consistent cortisol recovery’ showed weakly higher cooperation latitude (p < .10), where a mean of two independent ratings and self-report measures was used. They reported better mood in the morning of working days (p < .05; using a mean measure over 15 days) and rest days (p < .10, mean of 6 days), and weakly less resigned attitude towards job (p < .10). Moreover, they showed higher social support of (marital) partner (p < .01) and friends and relatives (p < .05). Furthermore, entering these six variables into a multiple regression analysis (stepwise backward) cooperation latitude and social support of (marital) partner explained 28 per cent of the variance of ‘frequency of a meaningful work-rest difference’ (ranging from 0 to 3). Results indicate that a ‘consistent cortisol recovery’ from work demands is related to higher social resources at work and in private life as well as to better well-being. These findings are in line with the allostatic load model, which assumes a ‘prolonged response’ and ‘inadequate response’ to be associated with lack of control and worse well-being. However, this findings challenge earlier models (e.g., Frankenhaeuser, 1986; Dienstbier, 1989), which assume high cortisol levels at work to be associated with emotional distress and lack of control. These results support the follwing conclusions: (a) a ‘consistent and meaningful’ work related cortisol recovery, which is assumed to be preceded by upwinding in demanding situations, may indicate an adaptive response to work demands in terms of a ‘normal response’ according to the allostatic load model rather than consistent ‘non-recovery’ and (b) social resources in terms of cooperation latitude at work (i.e. choices with regard to cooperation interests) and social support in private life (in particular of spouse) may be important situational factors promoting cortisol recovery from work demands on a day off. In general both studies support assumptions of the allostatic load model. In Study I overresponsiveness of SBP was predicted job stressors. These effects occur strongly in the long term, but scarcely in the short-term. Moreover, ‘low-cortisol’ levels at work in terms of ‘inadequate responses in demanding situations’ are found to be related to chronic (social) stressors, and on the other hand and this goes beyond assumptions of the allostatic load model, to neuroticism. Surprisingly and somewhat deviating from the model assumptions ‘inadequate responses’ were shown in a sample of young male and female newcomers who were relatively shortly exposed to chronic job stressors. In Study II ‘pronounced cortisol recovery’ in terms of a normal response, is related to social resources at work (in terms of cooperation latitude) and in private life (in terms of social support). Altogether results of both studies regarding cortisol may challenge assumptions of Frankenhaeuser and Dienstbier. Moreover, results suggest the importance of personality traits and of social resources inside and outside of work for sufficient recovery.
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A review of clinical, experimental, and field research on stress, together with the author's own research, provides the background for a theory that emphasizes the importance of cognitive processes. Harvard Book List (edited) 1971 #370 (PsycINFO Database Record (c) 2012 APA, all rights reserved)
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This study evaluated the sensitivity of maximum likelihood (ML)-, generalized least squares (GLS)-, and asymptotic distribution-free (ADF)-based fit indices to model misspecification, under conditions that varied sample size and distribution. The effect of violating assumptions of asymptotic robustness theory also was examined. Standardized root-mean-square residual (SRMR) was the most sensitive index to models with misspecified factor covariance(s), and Tucker-Lewis Index (1973; TLI), Bollen's fit index (1989; BL89), relative noncentrality index (RNI), comparative fit index (CFI), and the ML- and GLS-based gamma hat, McDonald's centrality index (1989; Mc), and root-mean-square error of approximation (RMSEA) were the most sensitive indices to models with misspecified factor loadings. With ML and GLS methods, we recommend the use of SRMR, supplemented by TLI, BL89, RNI, CFI, gamma hat, Mc, or RMSEA (TLI, Mc, and RMSEA are less preferable at small sample sizes). With the ADF method, we recommend the use of SRMR, supplemented by TLI, BL89, RNI, or CH. Finally, most of the ML-based fit indices outperformed those obtained from GLS and ADF and are preferable for evaluating model fit. (PsycINFO Database Record (c) 2012 APA, all rights reserved)
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This article investigates the relationship between social stressors, comprising conflicts with co-workers and supervisors and social animosities at work, irritation and depressive symptoms. It is argued that only a few mediation hypotheses have been investigated in organizational stress research. In the present study it was hypothesized that irritation mediates the effect of social stressors on depressive symptoms. This hypothesis was tested using four waves of a six-wave longitudinal study based on a representative sample (N =313) of the residents of Dresden, Germany. The advantages of longitudinal designs were comprehensively used including the testing of different time lags, the testing of reversed causation, and modelling of unmeasured third variables that may have spuriously created the pattern of observed relationships. Structural equation modelling provided evidence for the proposed mediation mechanism and suggests that time lags of at least 2 years are required to demonstrate the effects.
Erwerbslosigkeit, Arbeitsplatzunsicherheit und psychische Befindlichkeit
  • G Mohr
Mohr, G. (1997). Erwerbslosigkeit, Arbeitsplatzunsicherheit und psychische Befindlichkeit. Frankfurt/Main: Lang.
Schule und Arbeitsleben - sind diese Lebensbereiche in Bezug auf das Belastungserleben vergleichbar? Vortrag auf dem 8
  • T Rigotti
  • N Jacobshagen
Rigotti, T. & Jacobshagen, N. (2003). Schule und Arbeitsleben ± sind diese Lebensbereiche in Bezug auf das Belastungserleben vergleichbar? Vortrag auf dem 8. Kongress der Schweizerischen Gesellschaft für Psychologie (Bern, 14. ± 15.10.2003).