Freiwilliges Arbeitsengagement: 
Idealismus oder Eigennutz?

by Claudia Gerhardt, Abeku Annan Biber, Karolin Burmann, Svenja Fiedler und 
Johanna Gundlach

Freiwilliges Arbeitsengagement oder Organizational Citizenship Behavior (OCB) ist eine für Unternehmen wichtige latente Ressource, da es den über den Arbeitsvertrag hinausgehenden Einsatz für die Organisation umfasst. Um diese Ressource erschließen zu können, ist es erforderlich, die psychologischen Bedingungen von OCB zu kennen. Zu diesen können neben organisationsbezogenen Variablen sowohl prosoziale Dispositionen als auch eigennützige Motive auf Seiten des Individuums zählen. Ziel der vorliegenden Untersuchung ist es, an einer Stichprobe von N = 150 Arbeitnehmern zu untersuchen, welche Motive OCB fördern. Multiple Regressionsanalysen zeigen, dass für vier der fünf OCB-Skalen dispositionelle Variablen bedeutsam sind und dabei Eigeninteresse als negativer und Gerechtigkeitszentralität als positiver Prädiktor fungieren. Darüber hinaus spielt die wahrgenommene Einhaltung des psychologischen Vertrags eine bedeutsame Rolle für zwei OCB-Subskalen. Weitere Varianzanteile kann bei zwei OCB-Skalen das Geschlecht der Teilnehmer aufklären. Die Befunde legen nahe, dass es zur Förderung von OCB empfehlenswert ist, bereits bei der Personaleinstellung auf prosoziale Orientierungen zu achten, die empfundene Gerechtigkeit in der Organisation zu stärken und Arbeitsverhältnisse mit starker gegenseitiger Verpflichtung zu schaffen.

1   Freiwilliges Arbeitsengagement

Für ein Unternehmen, welches Erfolg und stetige Funktionalitätssteigerung anstrebt, besteht eine absolute Notwendigkeit, Erkenntnisse über die an Dynamik, Komplexität und Relevanz zunehmenden Bedingungen des Arbeitsverhaltens zu gewinnen – insbesondere für das über den Arbeitsvertrag hinausgehende freiwillige Arbeitsengagement eines jeden Mitarbeiters (Organ, 1988; Schaller, 2007). Freiwilliges Arbeitsengagement gewinnt dort an Bedeutung, wo die Grenzen des normalen Arbeitsvertrages erreicht sind. Diese bestehen darin, detaillierte Handlungsanweisungen und Eventualitäten formal nicht allumfassend festhalten zu können (Katz, 1964).

Von besonderer Bedeutung ist in diesem Zusammenhang das Konzept des Organisational Citizenship Behaviors (OCB), das definiert werden kann als “Individual behavior that is discretionary, not directly or explicitly recognized by the formal reward system, and in the aggregate promotes the efficient and effective functioning of the organisation” (Organ, Podsakoff & MacKenzie, 2006, p. 8). Für Organisationen ist dieses OCB von höchstem Wert, da es Mitarbeiter-Ressourcen verfügbar macht und kostenintensive Kontrollmechanismen obsolet werden lässt, weil es nicht durch monetäre Anreize motiviert ist (Nerdinger, 2003; Podsakoff, McKenzie & Hui, 1993). Es umfasst Verhaltensweisen wie beispielsweise einem Kollegen helfen, neue Kollegen aus eigenem Antrieb bei der Einarbeitung unterstützen, unbezahlte Überstunden verrichten usw. (Lambert, 2000). Neben OCB lassen sich weitere verwandte Konzepte finden wie z. B. Contextual Performance (vgl. Borman & Motowidlo, 1993), Prosoziales Verhalten (vgl. Brief & Motowidlo, 1986), Organisational Spontaneity (vgl. George & Brief, 1992) und Extra-Rollenverhalten (vgl. Hansen, o. J.). Der Kern all dieser psychologischen Konstrukte besteht in der Bereitschaft der Mitarbeiter, sich über vertragliche Vereinbarungen hinaus zu engagieren und die Funktionalität der Organisation zu fördern.

Smith, Organ und Near (1983) sahen die zentrale Funktion von OCB mit den Subskalen Altruismus und Gewissenhaftigkeit (engl.: Compliance) darin, dass es die Wirkung von Arbeitszufriedenheit auf die Leistung vermittelt. OCB wurde demnach als mehrdimensionale Mediatorvariable betrachtet, die wiederum zur Funktionalität der Organisation beiträgt. Die vielfach bestätigte Zwei-Faktoren-Struktur (vgl. z. B. Konovsky & Organ, 1996) führte zu der Unterteilung in die Bereiche OCB-Individual, welcher Verhalten beinhaltet, von dem einzelne Individuen profitieren, wie zum Beispiel Kollegen helfen, und OCB-Organisation, welcher für Verhalten steht, von dem die Organisation als Ganzes profitiert (vgl. Skarlicky & Latham, 1995). Staufenbiel und Hartz (2000), auf deren „Fragebogen zur Erfassung des leistungsbezogenen Arbeitsverhaltens“ (FELA) in dieser Studie zurückgegriffen wird, unterscheiden hingegen fünf Skalen: Hilfsbereitschaft, Gewissenhaftigkeit, Unkompliziertheit, Eigeninitiative und gefordertes Arbeitsverhalten. Wie viele Verhaltensbereiche auch immer differenziert werden – bei Organ, Podsakoff und MacKenzie (2006) sind es beispielsweise sieben –, es lassen sich durchweg deutliche Korrelationen zwischen den OCB-Dimensionen finden, so dass von einem zugrunde liegenden, latenten Konstrukt ausgegangen werden kann, das sich als Kooperationsbereitschaft bezeichnen lässt (LePine, Erez & Johnson, 2002).

2   Bedingungen von OCB

Möchte man die Frage beantworten, welche Variablen direkten Einfluss auf OCB haben, lässt sich in Abgrenzung zu Rational-Choice-Modellen von einem Motivpluralismus von Eigeninteresse und Gemeinwohl ausgehen, sprich kooperatives – ebenso wie unkooperatives – Verhalten kann prinzipiell eigennützig und idealistisch motiviert sein (vgl. z. B. Gerhardt, 2007; Spieß, 2000). Die Meta-Analyse von LePine, Erez und Johnson (2002) zeigte beispielsweise, dass die wahrgenommene Fairness der Organisation gegenüber dem Mitarbeiter eine wichtige Rolle für OCB spielt. Als Einflussvariablen haben sich in verschiedenen Studien gezeigt (Aryee & Chay, 2001; LePine, Erez & Johnson, 2002; Pillai, Schriesheim & Williams, 1999; Staufenbiel, 2000): die wahrgenommene Unterstützung durch die Organisation und den Vorgesetzten, subjektive Gerechtigkeitsempfindungen, das Vertrauen in den Vorgesetzten und das Unternehmen sowie eine Führung, die durch freundliche Zuwendung und Aktivität gekennzeichnet ist (vgl. Bierhoff & Spanke, 2002). Auch die zugrunde liegenden dispositionellen Variablen werden in den letzten Jahren stärker erforscht, etwa die Rolle einer prosozialen moralischen Orientierung (Wagner & Rush, 2000).

Dabei ist bisher weniger Aufmerksamkeit darauf gerichtet worden, dass OCB auch aus weniger prosozialer Motivation resultieren und in der Konsequenz auch ungünstige Arbeitsumgebungen für die Mitarbeiter schaffen könnte. Beispielsweise – so Bolino, Turnley und Niehoff (2004) – könnte OCB aus Versuchen zum Impression Management resultieren oder aus egoistisch motivierten Versuchen, andere Mitarbeiter schlecht aussehen zu lassen (vgl. auch Matiaske & Weller, 2005).

OCB steht demnach im Spannungsfeld zwischen prosozialen, gemeinwohlorientierten Motiven einerseits und eigennützigen Beweggründen andererseits. Ob OCB stärker durch erstere Variablen bedingt ist, was die Befundlage nahe zu legen scheint, oder aber durch letztere oder eine Kombination von beidem, ist Kernfragestellung der vorliegenden Studie.

2.1   Gerechtigkeitsmotiv

Da subjektive Gerechtigkeitsempfindungen und Fairness als Bedingungsvariablen gut dokumentiert sind (z. B. LePine et al., 2002), sollen in vorliegender Studie Gerechtigkeitsüberzeugungen als differenzielles persönliches Motiv, ergo handlungsfeldübergreifendes Persönlichkeitsmerkmal, näher betrachtet werden. Gerechtigkeit als Handlungsmotiv kann als Wunsch nach Ausgewogenheit von sozialen Beziehungen verstanden werden, d. h., dem Anliegen, dass die aus der Zusammenarbeit resultierenden Gewinne und Verluste ausgewogen oder sogar gleich-verteilt sein sollten (Mohiyeddini & Montada, 1999; Wiswede, 2004). Das impliziert zum Beispiel auch, dass es Menschen unangenehm sein kann, unverdiente Vorteile zu haben (vgl. Montada, Schmitt & Dalbert, 1986). Verletzungen des Gerechtigkeitsempfindens führen zu moralisch motivierten Emotionen wie Empörung. Die psychologisch-empirische Gerechtigkeitsforschung hat verschiedene Motive inzwischen gut belegt und entsprechende Messinstrumente entwickelt, beispielsweise zum Glauben an eine gerechte Welt (zum Überblick: Maes, 1998), Ungerechtigkeitssensibilität (Mohiyeddini, 1998; Schmitt, Neumann & Montada, 1995) und Gerechtigkeitszentralität (Dalbert, Montada & Schmitt, 1987). Personen, die sich durch eine hohe Gerechtigkeitszentralität auszeichnen, räumen Gerechtigkeitsüberlegungen in ihrem Leben einen hohen Stellenwert ein.

2.2   Eigennutzmotiv

Eigennutz oder Eigeninteresse als Handlungsmotiv hat hingegen die Sicherung bzw. Steigerung des sozialen Status‘, des Einkommens bzw. der materiellen Grundlage und Mehrung von Privilegien zum Ziel, ohne auf die Bedürfnisse Rücksicht zu nehmen (Mohiyeddini & Montada, 1999). Daraus lässt sich schlussfolgern, dass ein Mensch mit hohem Eigeninteresse eine gewisse Rück-sichtslosigkeit bei der klaren Verfolgung seiner Ziele zeigt und ausschließlich auf seinen eigenen Vorteil bedacht ist (Heck, 1994). Um die wissenschaftliche Frage zu klären, ob Eigeninteresse als Gegenposition zum Gerechtigkeitsmotiv postuliert werden kann, werden beide Konstrukte in der vorliegenden Studien gleichzeitig erfasst und bezüglich ihres “impacts” vergleichend bewertet. Mohiyeddini und Montada (1999) legen eine entsprechende Skala „Eigeninteresse“ vor.

2.3   Psychologischer Vertrag

Neben diesen dispositionellen Variablen greift diese Studie als dritte, nunmehr organisations- bzw. interaktionsbezogene Variable den Psychologischen Vertrag auf. Dieser kann als mentales, subjektives Modell über wechselseitige Verpflichtungen zwischen Arbeitnehmer und Arbeitgeber betrachtet werden (Rousseau, 1990). Das Konzept beruht auf dem individuellen Glauben des Mitarbeiters, dass mit der Organisation ein Versprechen gemacht wurde. Ein verbalisiertes Versprechen wäre eine explizite Grundlage für eine Erwartung. Das Konstrukt des Psychologischen Vertrags beinhaltet zusätzlich implizite Komponenten. Im Gegensatz zum klassischen Arbeitsvertrag hat der Psychologische Vertrag zudem eine dynamische Komponente,
d. h., er unterliegt einem stetigen Wandel (Schein, 1965).

Die Erfüllung des Psychologischen Vertrags hängt von der subjektiven Bewertung der Vertragspartner ab. Laut Rousseau (1989) wird der Vertrag dann als eingehalten erlebt, wenn der Arbeitnehmer das Gefühl hat, dass in angemessener Weise auf seine Leistungen reagiert wird. Erfüllt ein Arbeitgeber aus Sicht des Arbeitnehmers den Psychologischen Vertrag, handelt evtl. sogar darüber hinaus im Sinne des Angestellten, wird dieser eher bereit sein, auch Gegenleistungen zu erbringen, um im Sinne der Reziprozität das Gleichgewicht von Geben und Nehmen herzustellen (Andresen & Göbel, 2009; Gouldner, 1960).

2.4   Forschungsfragen

Vor diesem Hintergrund lautet die zentrale Forschungsfrage dieser Untersuchung:

Forschungsfrage 1: Lässt sich OCB durch Persönlichkeitsfaktoren wie Gerechtigkeitszentralität sowie dispositio-nellen Eigennutz und austauschorientierte Faktoren wie den Psychologischen Vertrag mit dem Vorgesetzten und der Organisation vorhersagen?

Da der einzelne Mitarbeiter zu seinem Psychologischen Vertrag durch Interaktion, Beobachtung und Interpretation von Nachrichten und kritischen Ereignissen gelangt und hier auch personale Dispositionen hineinspielen (vgl. Rousseau, 1995), schließt sich hieran eine zweite, explorative Forschungsfrage an:

Forschungsfrage 2: Lässt sich der Psychologische Vertrag als Mediatorvariable für die Wirkung der Persönlichkeitsmerkmale auf OCB betrachten?

3   Methode

3.1   Stichprobe

Die Erhebung der Daten erfolgte vom 12.05.2010 bis zum 28.05.2010 und wurde sowohl klassisch als Paper-Pencil-Variante als auch online durchgeführt. Es konnten insgesamt N = 150 (50 davon Paper-Pencil, 100 online) vollständig ausgefüllte Datensätze erhoben werden. Die Stichprobe setzt sich aus n = 85 Frauen (57%) und n = 65 Männern (43%) zusammen. Die Teilnehmer der Befragung sind zwischen 19 und 67 Jahren alt (M = 36.48, SD = 12.31). Fünf Teilnehmer machten bezüglich ihres Alters keine Angaben.

74% der Teilnehmer (n = 111) sind Vollzeitbeschäftigte, lediglich 26% Teilzeitkräfte (n = 39). Personen, die sich nicht im Angestelltenverhältnis befinden, konnten an der Befragung nicht teilnehmen. Im Durchschnitt liegt die Berufserfahrung bei 14.38 Jahren (SD = 12.42).

3.2   Fragebogen

Soziodemografische Fragen: Zu Beginn wurden die Probanden gebeten, Angaben zu ihrem Alter, ihrem Geschlecht und dem Beziehungsstand zu machen. Anschließend wurden sie zur Art der Erwerbstätigkeit (Vollzeit/Teilzeit) sowie zur Länge der Berufserfahrung und der Dauer ihres aktuellen Arbeitsverhältnisses befragt.

Arbeitsverhalten: Zur Erfassung des allgemeinen freiwilligen Arbeitsengagements (OCB) wurde der „Fragebogen zur Erfassung des leistungsbezogenen Arbeitsverhaltens“ (FELA) von Staufenbiel und Hartz (2000) verwendet. Dieser umfasst 25 siebengestufte Items und gliedert sich in fünf Subskalen mit jeweils fünf Items. Diese sind Hilfsbereitschaft (Cronbachs α = .61; Beispielitem: „Ich helfe anderen, wenn diese mit Arbeit überlastet sind.“), Gefordertes Arbeitsverhalten (Cronbachs α = .63; Beispielitem: „Ich erfülle übertragene Arbeitspflichten in angemessener Weise.“), Eigeninitiative (Cronbachs α = .72; Beispielitem: „Ich informiere mich über neue Entwicklungen im Unternehmen.“) Unkompliziertheit (Cronbachs α = .61; Beispielitem: „Ich verbringe viel Zeit damit, mich über Belanglosigkeiten zu beklagen.“) und Gewissenhaftigkeit (Cronbachs α = .52; Beispielitem: „Ich komme immer pünktlich zur Arbeit.“). Unkompliziertheit beschreibt generell eine offene Haltung gegenüber Veränderungen in der Organisation und die Bereitschaft, vorübergehende, überdurchschnittliche Belastungen zu akzeptieren, ohne dass es zu Beeinträchtigungen des subjektiven Empfindens kommt. Die relativ niedrigen Koeffizienten zur internen Konsistenz lassen sich durch die geringe Streuung der Items erklären, deren Häufigkeitsverteilung klar linksschief ausfällt.

Persönlichkeitsmerkmale: Zur Messung von Gerechtig-keitszentralität wurde auf die Skala von Mohiyeddini und Montada (1999) zurückgegriffen. Die acht Items erreichten eine interne Konsistenz von Cronbachs α = .77 (Beispielitems: „Um gerecht zu sein, bin ich bereit, Nachteile in Kauf zu nehmen.“; „Ich kann die Ungerechtigkeiten, die ich begangen habe, nicht einfach vergessen.“).  Eine Skala zum dispositionellen Eigeninteresse ist ebenfalls Mohiyeddini und Montada (1999) zu entnehmen. Die acht Items umfassende Skala erreicht ein mäßiges Cronbachs α = .62 (Beispielitems: „Um meine Interessen zu wahren, wäre ich bereit, gegen die Interessen mir nahestehender Personen zu entscheiden.“; „Meine Interessen zu verfolgen ist mir wichtiger, als gerecht zu sein.“).

Arbeitsumgebung: Dieser Teil des Fragebogens umfasst eine Skala zum Psychologischen Vertrag sowie jeweils ein selbstformuliertes Overall-Item zur Arbeitszufriedenheit („Insgesamt bin ich mit meinem Arbeitsplatz zufrieden.“) und zum Arbeitsklima („Im Großen und Ganzen empfinde ich das Arbeitsklima meines Arbeitsplatzes als angenehm.“). Zur Erfassung des Psychologischen Vertrags wurden sechs Items in Anlehnung an Maringer (2009) formuliert (Cronbachs α = .86; Beispielitems: „Ich fühle mich von meinem Vorgesetzten verstanden.“, „Das, was das Unternehmen mir bietet, erfüllt meine Wünsche.“).

4   Ergebnisse

4.1   Deskriptive Daten

Explorativ wurden die OCB-Skalen sowie die zentralen dispositionellen Variablen Gerechtigkeitszentralität und Eigeninteresse auf Geschlechtsunterschiede untersucht, da verschiedene Studien von unterschiedlichen Ausprägungen bei Männern und Frauen berichten (vgl. z. B. Mohiyeddini & Montada, 1999; Moschner, 2002; Staufenbiel & Hartz, 2000). Es zeigte sich in den Analysen – im Einklang mit vorhandenen Studien – ein signifikanter Unterschied mit stärkeren Werten bei Frauen (M = 6.01; SD = .55) gegenüber Männern (M = 5.71; SD = .73) in der OCB-Skala Hilfsbereitschaft (F(1, 148) = 8.3, p = .01, eta2 = .05) sowie ein weiterer signifikanter Unterschied mit stärkeren Werten bei Männern (M = 5.66; SD = .75) gegenüber Frauen (M = 5.25; SD = 1.01) in der OCB-Skala Eigeninitiative (F(1, 146) = 7.6, p = .01, eta2 = .05). Hinsichtlich der OCB-Skalen Gewissenhaftigkeit (F(1, 144) = .00, p = .98), Unkompliziertheit (F(1, 147) = .20, p = .59) und Gefordertes Arbeitsverhalten (F(1, 148) = .62, p = .43) ergaben sich keine signifikanten Geschlechtsunterschiede.

Zudem lässt sich im dispositionellen Eigeninteresse ein Geschlechtsunterschied dokumentieren: Männer zeigen signifikant mehr Eigeninteresse (M = 3.08; SD = .67) als Frauen (M = 2.7; SD = .61) mit einem F(1, 146) = 12.99, p = .00, η2 = .08. Ein tendenzieller Unterschied zeigt sich auch in der Gerechtigkeitszentralität (F(1, 143) = 3.0, p = .09, η2 = .02), dies zugunsten höherer Werte bei Frauen. Insofern zeigt sich, dass – entsprechend kultureller Geschlechtsstereotype (Asendorpf, 2009) – Frauen in stärkerem Maße von Hilfeverhalten und prosozialen Motiven berichten, wohingegen Männer initiativer und eigennutzorientierter zu sein scheinen.

4.2   Korrelationen

Um die Zusammenhänge zwischen OCB und den dispositionellen sowie weiteren demografischen Variablen zu überprüfen, wurde eine Korrelationsmatrix über die Mittelwerte der Untersuchungsvariablen erstellt (vgl. Tabelle 1). Die korrelationsanalytischen Befunde machen deutlich, dass die OCB-Teilskalen zumeist in mittlerem Ausmaß miteinander korrelieren, dabei zeigen sich die stärksten Zusammenhänge zwischen der OCB-Skala Gewissenhaftigkeit und Hilfsbereitschaft sowie Eigeninitiative und Hilfsbereitschaft, Gewissenhaftigkeit sowie Arbeitsverhalten. Es fällt auf, dass insbesondere die Korrelationen der Teilskala Unkompliziertheit mit den anderen Teilskalen schwach ausfallen – Ausnahme ist die mittlere Korrelation mit Gewissenhaftigkeit.

Betrachtet man die Persönlichkeitsmerkmale Eigeninteresse und Gerechtigkeitszentralität, zeigt sich erwartungsgemäß – beide Konstrukte sind substanziell negativ miteinander korreliert (vgl. Mohiyeddini & Montada, 1999) – ein quasi gegenläufiges Korrelationsmuster: Während Eigeninteresse mit drei der fünf OCB-Skalen signifikant negativ korreliert, insbesondere mit Hilfsbereitschaft und Gewissenhaftigkeit, lassen sich für Gerechtigkeitszentralität drei positive Zusammenhänge finden. Mit der OCB-Skala Gefordertes Arbeitsverhalten korrelieren beide Dispositionen nicht. Eigeninteresse als Persönlichkeitsmerkmal steht demnach OCB-Verhalten eher im Wege bzw. spielt dafür keine Rolle. Je wichtiger einer Person hingegen Gerechtigkeit als Handlungsprinzip in ihrem Leben ist, desto eher wird OCB in Form von Hilfsbereitschaft, Gewissenhaftigkeit und Eigeninitiative im Beruf gezeigt.

Für den Psychologischen Vertrag zeigen sich eher moderate, erwartungsgemäß gegenläufige Korrelationen mit den dispositionellen Variablen. Für die OCB-Teilskalen wird deutlich, dass Personen, die den Psychologischen Vertrag als erfüllt ansehen, stärkere berufsbezogene Gewissenhaftigkeit und Unkompliziertheit zeigen. Mit OCB Hilfsbereitschaft, Eigeninitiative und gefordertem Arbeitsverhalten finden sich hingegen keine signifikanten Zusammenhänge.

Ganz im Sinne vorliegender Forschungsbefunde (z. B. Robinson & Rousseau, 2006; Turnley & Feldman, 1999) berichten Personen, die den Psychologischen Vertrag als erfüllt betrachten, auch über ein signifikant höheres Maß an Arbeitszufriedenheit. Hier findet sich die bei weitem substanziellste Korrelation mit r = .72. Darüber hinaus lässt sich schlussfolgern, dass – wie auch die bisherige Forschung nahelegt (Hertel, Bretz & Moser, 2000) – eine hohe Arbeitszufriedenheit mit höheren Werten in den OCB-Skalen Gewissenhaftigkeit und Unkompliziertheit einhergeht. Der theoretisch naheliegende Zusammenhang mit Eigeninitiative wird hingegen nicht signifikant.

Tabelle 1: Korrelationsmatrix über die Mittelwerte der erhobenen Variablen.

1. 2. 3. 4. 5. 6. 7. 8. 9. 10. 11.
1. OCB Hilfsbereitschaft 1
2. OCB Gewissenhaftigkeit .40** 1
3. OCB Unkompliziertheit .11 .28** 1
4. OCB Eigeninitiative .38** .42** .15 1
5. OCB Arbeitsverhalten .22** .21* .10 .36** 1
6. Eigeninteresse -.32** -.29** -.21** -.13 -.02 1
7. Gerechtigkeitszentralität .26** .24** .09 .26** .02 -.47** 1
8. Psychologischer Vertrag .16 .33** .36** .14 .07 -.20* .20* 1
9. Arbeitszufriedenheit .08 .24** .21** .10 .14 -.10 .11 .72** 1
10. Alter -.02 .12 .23** .24** .09 -.17* .20* .19* .09 1
11. Berufserfahrung -.06 .22** .16* .22** .12 -.19* .20* .22** .13 .91** 1

Anmerkung. * p ≤ .05 (zweiseitig), ** p ≤ .01 (zweiseitig)

Ergänzend sind auch die Koeffizienten für die personalen Variablen Alter und Berufserfahrung dokumentiert, die miteinander erwartungsgemäß sehr hoch korrelieren. Interessant hierbei erscheint zum einen die positive Korrelation mit dem Psychologischen Vertrag und mehreren OCB-Skalen, vor allem Eigeninitiative. Zum anderen gibt es auch Bezüge zu den dispositionellen Variablen, insofern als Ältere Gerechtigkeit wichtiger empfinden und tendenziell weniger Eigeninteresse berichten. Dies spricht für einen generellen Wertewandel weg vom Eigennutz und hin zu mehr Kooperation mit steigendem Alter und Berufserfahrung (vgl. auch Erikson, 1966).

4.3   Multiple Regressionen

Um das Variablenzusammenspiel in Bezug auf die OCB-Skalen näher zu beleuchten, werden zudem multiple lineare Regressionsanalysen berechnet. Auf Basis der korrelativen Ergebnisse werden bei regressionsanalytischen Auswertungen zur Prädiktion der OCB-Skalen differenzielle Effekte erwartet. Dabei wird als Regressionsmethode stets die schrittweise Hinzufügung von Prädiktoren gewählt. Als solche werden durchgängig die Variablen Psychologischer Vertrag, Gerechtigkeitszentralität, Eigennutz, Arbeitszufriedenheit, Berufserfahrung und Geschlecht in die Analyse einbezogen. Für die OCB-Subskala Gefordertes Arbeitsverhalten wird keine Regression gerechnet, da die Korrelationen (s. Tabelle 1) zu gering ausgefallen sind. Die Interpretation der Ergebnisse erfolgt anhand des Gesamtbildes.

Den Tabellen 2 bis 5 sind die Ergebnisse der schrittweisen multiplen Regressionen für die OCB-Skalen zu entnehmen. Es werden stets zwei Prädiktoren signifikant.

  • Für die Skala Hilfsbereitschaft handelt es sich um Eigeninteresse (β = -.27, t = -3.2, p = .00) und Geschlecht (β = -.17, t = -2.0, p = .05).
  • Für die Skala Gewissenhaftigkeit sind es hingegen der Psychologische Vertrag (β = .28, t = 3.5, p = .00) und erneut Eigeninteresse (β = -.23, t = -2.8, p = .01).
  • Für die Skala Unkompliziertheit werden der Psychologische Vertrag (β = .32, t = 4.0, p < .00) und Eigeninteresse (β = -.17, t = -2.1, p = .04) signifikant.
  • Für die Skala Eigeninitiative qualifizieren sich hingegen Gerechtigkeitszentralität (β = .29, t = 3.6, p < .00) und Geschlecht (β = .27, t = 3.3, p = .00).

Tabelle 2: Schrittweise multiple Regression der OCB-Skala Hilfsbereitschaft.

B SE (B) β
Eigeninteresse -.26 .08 -.27 .10**
Geschlecht -.21 .11 -.17 .13*

Anmerkung. * p ≤ .05, ** p ≤ .01

Tabelle 3: Schrittweise multiple Regression der OCB-Skala Gewissenhaftigkeit.

B SE (B) β
Psychologischer Vertrag .24 .07 .28 .11**
Eigeninteresse -.24 .08 -.23 .16**

Anmerkung. * p ≤ .05, ** p ≤ .01

Tabelle 4: Schrittweise multiple Regression der OCB-Skala Unkompliziertheit.

B SE (B) β
Psychologischer Vertrag .33 .08 .32 .12**
Eigeninteresse -.21 .10 -.17 .16*

Anmerkung. * p ≤ .05, ** p ≤ .01

Tabelle 5: Schrittweise multiple Regression der OCB-Skala Eigeninitiative.

B SE (B) β
Gerechtigkeitszentralität .39 .11 .29 .06**
Geschlecht .50 .15 .27 .13**

Anmerkung. * p ≤ .05, ** p ≤ .01

Zusammenfassend lässt sich beobachten, dass sich für diese vier OCB-Skalen immer genau eine der beiden dispositionellen Variablen – entweder Eigeninteresse oder Gerechtigkeitszentralität – als signifikanter Prädiktor qualifiziert. Dies spricht, dokumentiert auch über die deutliche negative Interkorrelation, für eine gewisse Redundanz in diesen Konstrukten. Geschlecht qualifiziert sich für die beiden Skalen, in denen sich Effekte finden ließen (vgl. Kap. 4.1), als jeweils zweitstärkster Prädiktor. Die wahrgenommene Einhaltung des Psychologischen Vertrags wird, wie auf Basis der Korrelationen erwartbar (vgl. Tabelle 1), nur für die Skalen Gewissenhaftigkeit und Unkompliziertheit signifikanter Prädiktor. Hilfsbereitschaft und Eigeninitiative lassen sich nicht durch den Psychologischen Vertrag vorhersagen. Insgesamt bleibt die Varianzaufklärung mit maximal 16 Prozent eher gering.

Um zusätzlich zu explorieren, ob der Psychologische Vertrag eine zumindest partielle Mediatorwirkung für die beiden dispositionellen Variablen Eigeninteresse und Gerechtigkeitszentralität haben kann, wurde diese Hypothese für die beiden OCB-Skalen Gewissenhaftigkeit und Unkompliziertheit als abhängige Variablen geprüft, weil sich der Psychologischen Vertrag nur für diese beiden OCB-Skalen als Prädiktor erwiesen hat (vgl. Baron & Kenny, 1986).

Bei einer schrittweisen linearen Regression erweist sich nur die Skala zur Gerechtigkeitszentralität als signifikanter Prädiktor des Psychologischen Vertrags, wobei auch lediglich vier Prozent der Varianz aufgeklärt werden kann (vgl. Tabelle 6).

Tabelle 6: Schrittweise multiple Regression zur Erklärung des Psychologischen Vertrags.

B SE (B) β
Gerechtigkeitszentralität .24 .10 .20 .04*

Anmerkung. * p ≤ .05, ** p ≤ .01

Bei einer perfekten Mediatorwirkung wird der direkte Pfad der unabhängigen (hier dispositionellen) auf die abhängige Variable (OCB-Skalen) vollständig durch die Mediatorvariable (Psychologischer Vertrag) gebunden. Zumeist liegen jedoch nur partielle Mediatoreffekte vor. Hinweise auf die Stärke des Effektes geben Änderungen in der Höhe der Varianzaufklärung sowie der Regressionsgewichte (vgl. Baron & Kenny, 1986).

Das Beta-Gewicht des Psychologischen Vertrages sinkt von β = .33, wenn nur die Variable Psychologischer Vertrag allein für Gewissenhaftigkeit als Prädiktor fungiert auf β =.28 bei Anwesenheit der Dispositionen (vgl. Tabelle 3). Für die Skala Unkompliziertheit sinkt das Beta-Gewicht des Psychologischen Vertrages von β = .36 auf β =.32 ab bei Anwesenheit der Dispositionen (vgl. Tabelle 4). Beide Veränderungen der Regressionsgewichte lassen sich nicht als substanziell bezeichnen. Daher ist der Psychologische Vertrag als eigenständige und nicht als Mediatorvariable zu werten.

5   Diskussion

Mit vorliegender Studie sollte gezeigt werden, welche Bedingungen sich für freiwilliges Arbeitsengagement ausmachen lassen und in welchem Verhältnis dabei prosoziale zu eigennutzorientierten Dispositionen stehen. Die korrelativen und regressionsanalytischen Ergebnisse lassen den Schluss zu, dass in der vorliegenden Stichprobe primär die prosoziale Haltung auf das gezeigte freiwillige Arbeitsengagement Einfluss hat. Dafür sprechen die jeweils gegenläufigen Korrelationen von dispositionellem Eigeninteresse und Gerechtigkeitszentralität mit den OCB-Skalen. Die deutliche negative Korrelation zwischen den beiden Persönlichkeitsmerkmalen steht im Einklang mit der bisherigen Forschung (vgl. Mohiyeddini & Montada, 1999) und lässt es vertretbar erscheinen, auf dispositioneller Ebene davon auszugehen, dass sich beide Merkmale tendenziell ausschließen. Dafür spricht auch, dass sich immer nur eines der beiden Merkmale in den Regressionsanalysen als Prädiktor qualifiziert. Das ist kein triviales Ergebnis, da sich im konkreten Handeln häufig beide Motivationen mischen (vgl. Gerhardt, 2007) und auch instrumentelle Beweggründe zu hohen OCB-Werten führen können (Hui, Rousseau & Lee, 2004; Rousseau, 2004). Die vorliegende Studie setzte den Fokus allerdings auf universelle Dispositionen, wodurch teilweise auch die eher moderaten Korrelationen zu erklären sind. Künftig sollten daher zumindest zusätzlich handlungsfeldspezifische instrumentelle und prosoziale Motivationen erhoben werden.

Interessant ist zudem, dass sich signifikante Korrelationen nicht mit allen OCB-Skalen finden lassen, was wiederum ein Indiz für die Mehrdimensionalität des OCB-Konstrukts sein könnte (vgl. Staufenbiel & Hartz, 2000). Auffällig ist besonders die OCB-Skala Gefordertes Arbeitsverhalten, die mit den nicht OCB-bezogenen Skalen keine bedeutsamen Zusammenhänge aufweist. Dies steht jedoch in Einklang mit Befunden, die zeigen, dass die vier anderen OCB-Faktoren empirisch von dem Geforderten Arbeitsverhalten abgrenzbar sind (Staufenbiel, 2000).

Für Gewissenhaftigkeit und Unkompliziertheit erweist sich die wahrgenommene Einhaltung des Psychologischen Vertrages als stärkster Prädiktor, jedoch nicht für Hilfsbereitschaft und Eigeninitiative. Dieser Befund steht mit den Erwartungen nicht in Einklang, denn der Psychologische Vertrag ist als wichtige Variable für OCB gut dokumentiert (z. B. Conrad, 2003; Schaller, 2007). Die beiden Skalen Gewissenhaftigkeit und Unkompliziertheit entsprechen allerdings dem Faktor OCB-Organisation (vgl. Kap. 1; Skarlicky & Latham, 1995) als einer Form generalisierter Compliance, die bereits von Smith, Organ und Near thematisiert wurde und verstanden wird als “a more impersonal sort of conscientiousness, more of a ‘good soldier’ or ‘good citizen’ syndrome of doing things that are ‘right and proper’ but for the sake of the system rather than for specific persons” (Smith et al., 1983, p. 662). Entsprechend ließe sich argumentieren, dass Verhaltensweisen mit Fokus auf kollegiale Beziehungen, ergo Hilfeverhalten mit altruistischen Zügen (OCB-Individual; vgl. Skarlicky & Latham, 1995), weniger stark von der Einschätzung des Psychologischen Vertrags tangiert sind, da dieser ein stark austauschtheoretisch orientiertes Konzept darstellt und im Fragebogen mit Bezug auf den Unternehmenskontext formuliert wurde.

Unerwartet sind zudem die recht geringen Korrelationen der OCB-Skalen mit Arbeitszufriedenheit – ein ebenfalls immer wieder belegter Zusammenhang (vgl. Organ & Ryan, 1995). Der Psychologische Vertrag lässt sich schließlich auch nicht als Mediatorvariable in diesem Variablenset betrachten, Gerechtigkeitszentralität, Eigeninteresse und der Psychologische Vertrag müssen als eigenständig wirksame Prädiktoren eingeordnet werden. Da der Psychologische Vertrag auch nicht als Disposition, sondern sehr konkret relational operationalisiert wurde, überrascht dieses Ergebnis jedoch nicht.

Bezüglich des Geschlechts erscheinen die gefundenen Unterschiede plausibel. Zum einen berichten beispielsweise auch Staufenbiel und Hartz (2000) von einem signifikanten Unterschied bei Eigeninitiative zugunsten der Männer. Der darüber hinaus höhere Hilfsbereitschaft-Wert der Frauen fügt sich jedoch gut in die Befundlage der Forschung zu Hilfeverhalten und Altruismus. So geht beispielsweise aus der bereits erwähnten Studie zum Ehrenamt von Moschner (2002) hervor, dass sich Männer und Frauen grundsätzlich in der Art der Hilfsbereitschaft unterscheiden: Frauen wählen eher Tätigkeiten des direkten Helfens (z. B. in der Pflege) und Männer übernehmen eher Ämter, in denen sie Repräsentieren oder Leiten (z. B. Vorsitzender im Fußballklub). Da die Formulierung der Items zur Skala Hilfsbereitschaft sehr stark auf das aktive Hilfeverhalten abzielt, ist es nachvollziehbar, dass die Frauen hier stärker in Schlüsselrichtung antworten als Männer.

Kritisch zur Studie anzumerken ist, dass die Varianzaufklärung insgesamt in den Regressionsanalysen mit maximal 16 Prozent eher gering bleibt. Die geringe Streuung der OCB-Skalen (SD maximal = .92) – vermutlich bedingt durch soziale Erwünschtheitseffekte – könnte hierfür verantwortlich sein. Entsprechend bewegen sich auch die internen Konsistenzen der Skalen nur im unteren Akzeptanzbereich, was eine klare Schwäche der Untersuchung darstellt. Zudem muss einschränkend bedacht werden, dass es sich um eine selbstselektierte Stichprobe – ein Convenience Sample – handelt, die sich durch ein generell hohes Interesse am Thema auszeichnet. Insofern wäre es für weitere Studien wünschenswert, soziale Erwünschtheit gezielt zu kontrollieren oder zu manipulieren. Ein weiterführender Ansatzpunkt wäre es hier, entweder den Kontext zu variieren – z. B. Bewerbungskontext versus wissenschaftliche Studie – oder auch Selbst- und Fremdeinschätzungen bestimmter Skalen vergleichend zu erheben. Da es sich bei OCB zudem um ein kontextgebundenes Verhalten handelt, sollte das Variablengefüge unbedingt um spezifischere Bedingungen, zum Beispiel konkrete instrumentelle Erwartungen oder Verantwortungszuschreibungen, erweitert werden.

Nähere Erkenntnisse über die Bedingungen von OCB und die Zusammenhänge der Bedingungsfaktoren untereinander sind nicht nur für Personalverantwortliche von Belang, sondern vor allem auch für alle an Organisationsentwicklung und -gestaltung Beteiligten. Denn ein substanzieller Teil der Leistungsfähigkeit von Organisationen basiert auf dem freiwilligen, über den formalen Standard hinausgehenden Einsatz der Mitarbeiter (Podsakoff et al., 2000). Die Befunde legen dabei zum einen nahe, dass es zur Förderung von OCB empfehlenswert ist, bereits bei der Personaleinstellung auf prosoziale Orientierungen zu achten, da diese auf individueller Seite OCB begünstigen. Die Ergebnisse zur Rolle des Psychologischen Vertrags und der Gerechtigkeitszentralität belegen zudem die Wichtigkeit der empfundenen organisationalen Gerechtigkeit und Reziprozität für OCB (vgl. z. B. Fassina, Jones, & Uggerslev, 2008). Gerechtigkeit in Organisationen umfasst Aspekte wie beispielsweise faire Entscheidungen, transparente Informationspolitik oder respektvollen Umgang mit den Mitarbeitern – Ansatzpunkte, die es entsprechend in Organisationen zu berücksichtigen gilt. Daher ist es empfehlenswert, Arbeitsverhältnisse mit starker gegenseitiger Verpflichtung zu schaffen. Denn bei wahrgenommener organisationaler Ungerechtigkeit würden die Mitarbeiter den sozial orientierten Austausch wegen mangelnder Reziprozität beenden und sich auf den rein ökonomisch fokussierten Austausch zurückziehen. Organisationen aber, deren Mitglieder diesen sogenannten „Dienst nach Vorschrift“ konsequent umsetzen, können nicht effizient sein und womöglich nicht einmal längerfristig bestehen (vgl. Gallup Engagement Index 2010; Katz, 1964).

6   Literatur

Andresen, M. & Göbel, M. (2009). Reziprozitätsformen in psychologischen Verträgen. Eine empirische Untersuchung am Beispiel von Auslandsentsandten. Zeitschrift für Personalforschung, 23(4), 312-335.

Aryee, S. & Chay, Y. W. (2001). Workplace justice, citizenship behavior and turnover inten-tions in a union context. Journal of Applied Psychology, 86, 154-160.

Asendorpf, J. B. (2009). Persönlichkeitspsychologie – für Bachelor. Heidelberg: Springer.

Baron, R. M. & Kenny, D. A. (1986). The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51, 1173-1182.

Bierhoff, H. W. & Spanke, C. (2002). Altruistisches Verhalten am Arbeitsplatz und Führung. Zeitschrift für Arbeits- und Organisationspsychologie, 4, 222-226.

Bolino, M. C., Turnley, W. H. & Niehoff, B. P. (2004). The other side of the story: Re-examining prevailing assumptions about organizational citizenship behavior. Human Resource Management Review, 14, 229-246.

Borman, W. C. & Motowidlo, S. J. (1993). Expanding the criterion domain to include elements of contextual performance. In N. Schmitt & W. C. Borman (Eds.), Personnel Selection. San Francisco: Josey-Bass (pp. 71-98).

Brief, A. P. & Motowidlo, S. J. (1986). Prosocial organizational behaviors. Academy of Management Review, 11,710-725.

Conrad, P. (2003). Organizational Citizenship Behavior: Eine kritische Analyse. Discussion Paper No. 3/2003, Institut für Personalmanagement, Hamburg. Verfügbar unter: www.hsu-hh.de/download-1.4.1.php?brick_id=tMYQ5f15LEnEYBNp (28.03.2011).

Dalbert, C., Montada, L. & Schmitt, M. (1987). Glaube an eine gerechte Welt als Motiv: Validierungskorrelate zweier Skalen. Psychologische Beiträge, 29, 596-615.

Erikson, E. H. (1966). Identität und Lebenszyklus. Frankfurt a. M.: Suhrkamp.

Fassina, N. E., Jones, D. A. & Uggerslev, K. L. (2008). Relationship clean-up time: Using meta-analysis and path analysis to clarify relationships among job satisfaction, perceived fairness, and citizenship behaviors. Journal of Management, 34, 161-188.

Gallup GmbH (2010). Engagement Index Deutschland 2010. Verfügbar unter: http://eu.gallup.com/File/ Berlin/146030/Präsentation zum Gallup EEI 2010.pdf (28.03.2011).

George, J. M. & Brief, A. P. (1992). Feeling good – doing good: A conceptual analysis of the mood at work – organizational spontaneity relationship. Psychological Bulletin, 112, 310–329

Gerhardt, C. (2007). Gemeinwohl vs. Eigennutz – Eine Untersuchung zu Arbeitszeit- und Einkommensverzicht als politische Handlungsbereitschaft. Saarbrücken: Vdm Verlag Dr. Müller.

Gouldner, A. W. (1960). The norm of reciprocity: A preliminary statement. American Sociological Review, 25, 161-178.

Hansen, H. (o. J.) Organisationsbürger. Verfügbar unter: http://perso.uni-lueneburg.de/index.php?id=160. (28.03.2011).

Hertel, G., Bretz, E. & Moser, K. (2000). Freiwilliges Arbeitsengagement: Begriffsklärung und Forschungsstand. Gruppendynamik, 31, 121-140.

Heck, D.T. (1994). Das Prinzip Egoismus. Tübingen: Nous Verlag.

Hui, C., Rousseau, D. M & Lee, C. (2004). Psychological contract and organizational citizenship behavior in China: Investigating generalizability and instrumentality. Journal of Applied Psychology, 89, 311-321.

Katz, D. (1964). The motivational basis of organizational behavior. Behavioral Science, 9, 131-141.

Konovsky, M. A. & Organ, D. W. (1996). Dispositional and contextual determinants of organizational citizenship behaviour. Journal of Organizational Behavior, 17, 253-266.

Lambert, S. J. (2000). Added benefits: The link between work-life benefits and organizational citizenship behavior. Academy of Management Journal, 43, 801-815.

LePine, J. A., Erez, A. & Johnson, D. E. (2002). The nature and dimensionality of organizational citizenship behavior: A critical review and meta-analysis. Journal of Applied Psychology, 87, 52-65.

Maes, J. (1998). Eight stages in the development of research on the construct of belief in a just World. In L. Montada & M. J. Lerner (Eds.), Responses to victimization and belief in a just world (pp. 163-185). New York: Plenum Press.

Matiaske, W. & Weller, I. (2005). Materielle Anreize und die Motivation zum freiwilligen Engagement: Was und wie viel ist “Extra” am Extra-Rollenverhalten? Wirtschaftspsychologie, 5, 63-80.

Maringer, J. (2009). Der psychologische Vertrag von Normalangestellten und Leiharbeitskräften im Vergleich, sowie dessen Auswirkungen auf organisationales Commitment und Organizational Citizenship Behavior. Wien: Universität Wien. Verfügbar unter: http://othes.univie.ac.at/3540/1/2009-01-04_0203020.pdf (28.03.2011).

Mohiyeddini, C. (1998). Sensibilität für widerfahrene Ungerechtigkeit als Disposition: zur Validierung eines Konstruktes. Hamburg: Verlag Dr. Kovač.

Mohiyeddini, C. & Montada, L. (1999). „Eigeninteresse” und „Zentralität des Wertes Gerechtigkeit für eigenes Handeln“: Neue Skalen zur Psychologie der Gerechtigkeit. Universität Zürich: Fachrichtung Persönlichkeitspsychologie und Diagnostik. Universität Trier: Fachbereich 1. Psychologie.

Montada, L., Schmitt, M. & Dalbert, C. (1986). Thinking about justice and dealing with one’s own privileges: A study of existential guilt. In H. W. Bierhoff, R. Cohen & J. Greenberg (Eds.). Justice in social relationships (pp. 125-143). New York: Plenum Press.

Moschner, B. (2002). Altruismus oder Egoismus. Was motiviert zum Ehrenamt? Diskussionspapier Nr. 20. Bielefeld: Universität zu Bielefeld.

Nerdinger, F. W. (2003). Grundlagen des Verhaltens in Organisationen. Stuttgart: Kohlhammer.

Organ, D. (1988). Organizational citizenship behavior: The good soldier syndrome. Lexington, MA: Lexington Books.

Organ, D. W. & Ryan, K. (1995). A meta-analytic review of attitudinal and dispositional predictors of organizational citizenship behavior. Personnel Psychology, 48, 775-802.

Organ, D., Podsakoff, P. & MacKenzie, S. (2006). Organizational citizenship behavior: its nature, antecedents, and consequences. Beverly Hills, CA: SAGE.

Pillai, R., Schriesheim, C. A. & Williams, E. S. (1999). Fairness perceptions and trust as mediators for transformational and transactional leadership: A two-sample study. Journal of Management, 25, 897-933.

Podsakoff, P. M., Mackenzie, S. B. & Hui, C. (1993). Organizational citizenship behaviors and managerial evaluation of employee performance: A review and suggestions for future research. In G. R. Ferris (Ed.), Research in personnel and human resource management (pp. 1 – 40). Greenwich, CT: JAI Press.

Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Paine, J. B., & Bachrach, D. G. (2000). Organizational citizenship behaviors: A critical review of the theoretical and empirical literature and suggestions for future research. Journal of Management, 26, 513-563.

Robinson, S. L. & Rousseau, D. (2006). Violating the psychological contract: Not the exception but the norm. Journal of Organizational Behavior, 15, 245–259.

Rousseau, D. M. (1989). Psychological and implied contracts in organizations. Employee Responsibillities and Rights Journal, 2, 121-138.

Rousseau, D. M. (1990). New Hire perceptions of their own and their employer´s obligations: A study of psychological contracts. Journal of organizational Behavior, 11, 389-400.

Rousseau, D. M. (1995): Psychological contracts in organizations: Understanding written and unwritten agreements. Beverly Hills, CA: SAGE.

Rousseau, D. M. (2004). Psychological contracts in the workplace: understanding the ties that motivate. Academy of Management Executive, 18, 120-127.

Schaller, N. (2007). OCB Organisationale Rahmenbedingungen für flexibles und engagiertes Mitarbeiterverhalten. Seminararbeit FernUniversität in Hagen. Hagen: Fakultät für Wirtschaftswissenschaften. Verfügbar unter: http://www.slideshare.net/ nmschaller/nicole-schaller-2007-organizational-citizenship-behavior (28.03.2011).

Schein, E. H. (1965). Organizational Psychology. Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall.

Schmitt, M., Neumann, R. & Montada, L. (1995). Dispositional sensitivity to befallen injustice. Social Justice Research, 8, 385-407.

Skarlicki, D.P. & Latham, G.P. (1995). Organizational citizenship behavior and performance in a university setting. Canadian Joumal of Admistrative Sciences, 12, 161-169.

Smith, C.A., Organ, D.W. & Near, J.P. (1983). Organizational citizenship behavior: Its nature and antecedents. Journal of Applied Psychology, 68, 653-663.

Staufenbiel, T. (2000). Antezedenzien und Konsequenzen OCB. Gruppendynamik und Organisationsberatung, 31, 169-184.

Staufenbiel, T. & Hartz, C. (2000). Organizational Citizenship Behavior: Entwicklung und erste Validierung eines Meßinstruments. Diagnostica, 46, 73-83.

Spieß, E. (2000). Berufliche Werte, Formen der Kooperation und Arbeitszufriedenheit. Gruppendynamik und Organisationsberatung, 1, 185-250.

Turnley, W.H. & Feldman, D.C. (1999). The impact of psychological contract violations on exit, voice, loyalty and neglect. Human Relations, 52, 895-922.

Wagner, S. L. & Rush, M. C. (2000). Altruistic organizational citizenship behavior: Context, disposition, and age. Journal of Social Psychology, 140, 379-391.

Wiswede, G. (2004). Sozialpsychologie. München: Oldenbourg Wissenschaftsverlag.

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Fachbereich Wirtschaft & Medien
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