Originalarbeit ▶ Tab. 3 Mittelwert und Standardabweichung der PPMI-D-Scores getrennt nach Langform (PPMI-DL) und Kurzform (PPMI-DK). N = 1004 PPMI-DL MW (SD) Perzentile 99 95 90 75 50 25 10 5 1 PPMI-DK MW (SD) Perzentile 99 95 90 75 50 25 10 5 1 Gesamtscore Angst/Vermeidung Unberechenbarkeit Autoritarismus Missgunst 2,50 (0,59) 2,49 (0,79) 3,29 (0,65) 2,37 (0,82) 2,02 (0,67) 4,04 3,46 3,20 2,93 2,50 2,07 1,71 1,61 1,32 4,63 3,75 3,50 3,00 2,50 1,88 1,50 1,25 1,00 5,00 4,50 4,17 3,67 3,17 2,83 2,50 2,33 1,67 4,49 3,67 3,33 3,00 2,33 1,67 1,17 1,00 - 3,75 3,13 3,00 2,50 1,88 1,50 1,25 1,13 1,00 2,75 (0,58) 2,62 (0,90) 3,23 (0,71) 2,40 (0,85) 2,10 (0,74) 4,25 3,80 4,47 3,13 2,75 2,31 2,00 1,88 1,44 5,00 4,25 3,75 3,25 2,50 2,00 1,50 1,00 – 5,00 4,50 4,25 3,75 3,25 2,75 2,50 2,00 1,50 4,50 3,75 3,50 3,00 2,50 1,75 1,25 1,00 – 4,00 3,25 3,00 2,50 2,00 1,50 1,25 1,00 – Anmerkungen: Im Gegensatz zur PPMI-D wird in der englischen Original-PPMI eine 9-stufige Antwortskala (– 4 bis + 4) verwendet. Um Ergebnisse der Verfahren vergleichbar zu machen, können PPMI-D Ergebnisse mit folgender Formel transformiert werden: Y = [2 * (X – 1)] – 4. Da die hier zur Verfügung stehende Stichprobe in ihrer Alters- und Geschlechtsverteilung der erwachsenen deutschen Bevölkerung in Privathaushalten entspricht, wurden für alle Skalen der PPMI Lang- und Kurzform Normwerte berichtet. Die- se können späteren Anwendern der PPMI-D Orientierung bei der Interpretation ihrer Untersuchungsergebnisse bieten, da für Einstellungen und Haltungen keine absoluten Normwerte ermittelt werden können, ab denen eine Zustimmung/Ableh- nung einer Aussage als per se stigmatisierend oder nicht stig- matisierend angesehen werden kann. Vergleiche von individu- ellen Testergebnissen oder Mittelwerten untersuchter Popula- tionen mit diesen Normwerten erlauben zumindest Relativver- gleiche. Solche Vergleiche können auch zu Forschungsergeb- nissen mit der Original-PPMI gezogen werden. Allerdings ist da- bei zu beachten, dass die PPMI-D eine modifizierte Antwortska- la aufweist, sodass Werte nicht direkt in Bezug gesetzt werden können. Um die Ergebnisse der PPMI-D vergleichbar zu ma- chen, müssen diese auf die 9-stufige Skalierung (– 4 bis + 4) der englischsprachigen Original-PPMI transformiert werden (s. dazu Anmerkungen zu ▶ Tab. 3). Dabei zeigte sich, dass die Mit- telwerte der deutschen Stichprobe etwas höher als die Mittel- werte der englischsprachigen Stichproben [5, 14] ausfallen. Das Verhältnis der Mittelwerte im Gesamtwert und in den Sub- skalen fällt jedoch über alle Bevölkerungsstichproben hinweg ähnlich aus. Es kann nicht ausgeschlossen werden, dass metho- dische Unterschiede (wie Übersetzung oder anderes Skalenfor- mat) diese Unterschiede beeinflussen. Limitationen und Ausblick Aufgrund der Erhebung über ein Onlinepanel kann die Zusam- mensetzung der Teilnehmenden nicht als repräsentativ für die deutsche Allgemeinbevölkerung gewertet werden. Im Ver- gleich weist die vorliegende Stichprobe durchschnittlich einen höheren Bildungsgrad und ein höheres Alter auf. Dennoch stellt die Quotierung der Stichprobe nach Alter, Geschlecht und Region eine entsprechende Abbildung der deutschen Allge- meinbevölkerung sicher. Eine weitere Limitation stellen die eingeschränkten Validitätsbelege der PPMI-D dar. Neben der Erhebung von autoritären Einstellungen (KSA-3) und Sozialer Erwünschtheit (KSE-G) konnten aufgrund der Konzeption der Online-Befragung keine weiteren Skalen zur konvergenten und diskriminanten Validität gemeinsam mit der PPMI-D erhoben werden. Auf Basis der vorliegenden Übersetzung und Validierungen wäre es für zukünftige Untersuchungen sinnvoll, auch die eng- lischsprachigen Kurzskalen, die speziell für Depressionen und Schizophrenie vorgeschlagen wurden [14], zu übersetzen und zu evaluieren. Denn Einstellungen können sich hinsichtlich der Art der psychischen Störungen unterscheiden [2]. Damit kann eine differenziertere Erhebung von Vorurteilen bezüglich spezi- fischen psychischen Störungen ermöglicht werden. 150 Sander C et al. Psychometrische Evaluation einer … Psychiat Prax 2022; 49: 144–151 | © 2021. Thieme. All rights reserved.