Version 1.0 · PDF
Version 1.0, September 2026
Nazim Venutti, MSc Psych, Klinischer Psychologe · Zensitively GmbH, Hamburg
Datenstand: Auswertung vom 16. September 2026. Die Gliederung folgt den Anforderungen des Testbeurteilungssystems des Diagnostik- und Testkuratoriums (TBS-DTK 2018) an eine Testdokumentation. Diese Dokumentation wird versioniert; Änderungen am Verfahren oder an den Kennwerten erscheinen als neue Version mit Änderungsprotokoll (Abschnitt 10). Die zitierfähige und archivierte Fassung ist die englische Version dieser Dokumentation; sie trägt die DOI und liegt als PDF vor.
Kurzübersicht
| Merkmal | Angabe |
|---|---|
| Einsatzbereich | Selbstbeschreibung und Orientierung Erwachsener: Wahrnehmung, Vertiefung, Reaktion und die Kosten im Alltag. Keine Diagnostik, keine Trennwerte. |
| Inhalt | 60 Aussagen, fünfstufige Antwortskala, sieben Skalen; Gesamtwert (Neurodivergenz-Score) |
| Zuverlässigkeit | Cronbachs Alpha .74 bis .91, McDonalds Omega .74 bis .91 (n = 9.270) |
| Stabilität | Retest r = .67 bis .79 über 14 bis 90 Tage (n = 1.795), korrigiert .72 bis .85 |
| Validität | Konvergent: fünf Skalen erreichen 90 bis 95 Prozent der Selbstkorrelation der etablierten Verfahren HSPS, Monotropism Questionnaire, CAARS, TAS-20 und CAT-Q (n = 445) |
| Normen | 9.270 deutschsprachige Erstteilnahmen, 16. Juli bis 16. September 2026; Perzentile für die sieben Skalen und den Gesamtwert |
| Bearbeitungsdauer | Median 6,3 Minuten |
| Sprachen | Deutsch (Normen); Spanisch, Französisch, Portugiesisch, Türkisch, Italienisch, Englisch (Struktur) |
| Autor / Herausgeberin | Nazim Venutti, MSc Psych, Klinischer Psychologe / Zensitively GmbH, Hamburg |
| Version / Datum | 1.0 / September 2026 |
| Download | PDF, Version 1.0 (englische Referenzfassung) |
| Zitation | Venutti, N. (2026). Zensitively Neurodivergence Inventory (ZNI): Technical documentation, version 1.0. Zensitively GmbH, Hamburg. DOI folgt nach der Registrierung. |
Das Zensitively Neurodivergenz-Inventar (ZNI) ist ein psychometrisches Selbstbeurteilungsverfahren mit 60 Aussagen auf einer fünfstufigen Skala. Es beschreibt, wie eine Person nach eigener Auskunft wahrnimmt, sich vertieft und reagiert, und welche Kosten ihr Alltag daraus derzeit zieht. Es ist nicht dazu bestimmt, Krankheiten zu erkennen, zu überwachen oder vorherzusagen, eine Diagnose vorzubereiten oder zu unterstützen (Zweckbestimmung in Abschnitt 1.1). Sieben Skalen bilden das Messrückgrat: Hochsensibilität, Monotropismus, Kinetisch-kognitiver Lernstil, Alexithymie, Emotionale Überwältigung (assoziiert mit RSD), Camouflagieren und Selbstkritik.
Die Kennwerte stammen aus einer Normstichprobe von 9.270 deutschsprachigen Erstteilnahmen zwischen dem 16. Juli und dem 16. September 2026, aus einem Gesamtbestand von 155.609 vollständigen Teilnahmen. Die internen Konsistenzen der sieben Skalen liegen bei Cronbachs Alpha .74 bis .91 (McDonalds Omega .74 bis .91). Die Stabilität über zwei Wochen bis drei Monate beträgt r = .67 bis .79 beobachtet, nach Korrektur um fremdgenutzte Benutzerkennungen .72 bis .85. Konvergente Validität: Fünf der sieben Skalen erreichen 90 bis 95 Prozent der Korrelation, die das jeweilige etablierte Verfahren (HSPS, Monotropism Questionnaire, CAARS, TAS-20, CAT-Q) über denselben Zeitraum mit sich selbst zeigt; Emotionale Überwältigung erreicht 83 Prozent gegenüber einer klinischen Screening-Liste; für Selbstkritik liegt kein eigenes Validierungsverfahren vor. Die faktorielle Struktur: ein starker allgemeiner Faktor, sieben spezifische Skalen, Modellanpassung unterhalb der strengen Konventionen (Abschnitt 7.1).
Nicht geprüft und nicht beansprucht: Kriteriumsvalidität gegenüber klinischen Diagnosen, Sensitivität, Spezifität, Trennwerte. Item-Schlüssel und die Berechnung des Gesamtwerts werden nicht veröffentlicht.
Das ZNI dient der Selbstbeschreibung und Orientierung. Es ist nicht dazu bestimmt, Krankheiten zu erkennen, zu verhüten, zu überwachen, vorherzusagen oder zu prognostizieren, eine Diagnose vorzubereiten oder zu unterstützen, ein Screening zu leisten oder Behandlungsentscheidungen zu begründen.
| Skala | Inhalt | Assoziiertes Konzept | Items |
|---|---|---|---|
| Hochsensibilität | Reichhaltiges Innenleben, feine Wahrnehmung, Empfindlichkeit für Reize und Stimmungen | Hochsensibilität nach Aron | 9 |
| Monotropismus | Tiefe, anhaltende Konzentration auf wenige Interessen; Schwierigkeit, den Fokus auf Abruf zu wechseln | Monotropismus (Murray, Lesser & Lawson) | 10 |
| Kinetisch-kognitiver Lernstil | Engagement, das von Interesse und Reiz abhängt; Anlaufschwierigkeit; Bewegungsdrang | Aufmerksamkeitsmuster, wie sie bei ADHS beschrieben werden | 8 |
| Alexithymie | Schwierigkeit, eigene Gefühle wahrzunehmen, einzuordnen und zu benennen | Alexithymie (Toronto Alexithymia Scale) | 10 |
| Emotionale Überwältigung | Heftige, körperlich spürbare Gefühlsreaktionen und Scham darüber | Rejection Sensitive Dysphoria (RSD) | 6 |
| Camouflagieren | Verbergen eigener Reaktionen und Eigenschaften in sozialen Situationen, Rückzug aus Angst vor Ablehnung | Camouflaging und Masking | 13 |
| Selbstkritik | Übermäßige Selbstkritik | Zwei-Item-Indikator; kein etabliertes Verfahren zugeordnet | 2 |
Zwei Items gehen in keine der sieben Skalen ein. Die Skalenbezeichnungen sind Konstruktnamen. Die Spalte "Assoziiertes Konzept" nennt das Konzept aus der Literatur, dem die Skala inhaltlich am nächsten steht. Sie bedeutet nicht, dass die Skala das Vorliegen einer Diagnose anzeigt.
Das ZNI wurde von der Herausgeberin auf der Grundlage etablierter Konstrukte und Verfahren entwickelt: Hochsensibilität nach Aron (Highly Sensitive Person Scale, Aron & Aron 1997), Monotropismus (Monotropism Questionnaire, Garau et al. 2023), Aufmerksamkeitsmuster bei ADHS im Erwachsenenalter (Conners' Adult ADHD Rating Scales, Conners, Erhardt & Sparrow 1999; deutsche Fassung Christiansen et al. 2014), Alexithymie (Toronto Alexithymia Scale, Bagby, Parker & Taylor 1994), Camouflaging (Camouflaging Autistic Traits Questionnaire, Hull et al. 2019) und Rejection Sensitive Dysphoria (die von William Dodson veröffentlichte Selbstprüfliste, ADDitude, die ein klinisches Screening und kein psychometrisch validiertes Instrument ist). Diese Verfahren dienen in Abschnitt 7.2 als Validierungsinstrumente. Die 60 Aussagen tragen die eigene Formulierung der Herausgeberin. Die sieben Skalen wurden aus der Faktorstruktur des Gesamtbestands abgeleitet (Abschnitt 7.1).
Das Ergebnisdokument zeigt einen Gesamtwert, den Neurodivergenz-Score (0 bis 100), und weitere Darstellungen, die aus denselben 60 Antworten berechnet werden. Neurodivergenz wird im ZNI nicht als Ausmaß einer Andersartigkeit verstanden, sondern als das Ausmaß, in dem das Erleben einer Person durch Neuronormativität diskriminiert wird. Der Score misst dieses Ausmaß aus der Selbstauskunft: was eine Person nach eigener Angabe für ihr Erleben zahlt. Seine Berechnung wird nicht veröffentlicht; seine Stabilität und seine Verteilung in der Normstichprobe sind ausgewiesen (Tabellen 3 und 7). Die weiteren Darstellungen sind Darstellungen aus den Antworten, keine eigenständigen Messskalen; sie werden in dieser Dokumentation nicht einzeln ausgewiesen.
Das ZNI wird online bearbeitet. Die 60 Aussagen werden in fester Reihenfolge einzeln vorgelegt und auf einer fünfstufigen Skala von "trifft gar nicht zu" bis "trifft voll zu" beantwortet. Die Bearbeitung dauert in der Normstichprobe im Median 6,3 Minuten (Quartile 5,2 und 8,0 Minuten). Es gibt keine Zeitbegrenzung und keine Auslassungen; jede Aussage muss beantwortet werden. Die Instruktion ist standardisiert.
Jede Antwort wird in einen Wert von 0, 25, 50, 75 oder 100 übersetzt; drei Aussagen sind umgekehrt gepolt. Skalenwerte sind ungewichtete Mittelwerte der zugehörigen Items auf der Skala von 0 bis 100. Die Auswertung erfolgt vollständig automatisch; die verwendeten Normwerte sind aus der Normstichprobe dieser Dokumentation (Abschnitt 3.2) berechnet und mit dem Datenstand dieser Version als Konstantensatz fest hinterlegt; sie werden nicht laufend neu berechnet, und eine Änderung des Konstantensatzes erfordert eine neue Version dieser Dokumentation (Kennung des Konstantensatzes im Versionsprotokoll, Abschnitt 10).
Alle Werte werden als Beschreibungen gelesen, nicht als Urteile. Es gibt keine Trennwerte, ab denen ein Wert "auffällig" wäre, und keine Wahrscheinlichkeitsangaben für Diagnosen. Vergleichswerte beziehen sich auf die Normstichprobe (Abschnitt 3.2), die aus Personen besteht, die das ZNI von sich aus gesucht haben.
Messfehler: Ein Skalenwert ist mit dem Standardmessfehler der Skala zu lesen (Tabelle 2); für eine Skala mit einem Standardmessfehler von 7 Punkten liegt der wahre Wert mit 68 Prozent Wahrscheinlichkeit innerhalb von ± 7 Punkten, mit 95 Prozent innerhalb von ± 14 Punkten. Unterschiede zwischen zwei Skalenwerten derselben Person, die kleiner sind als die kritische Differenz (1,96 × √(SEM₁² + SEM₂²); bei zwei Skalen mit je 7 Punkten rund 19, bei 11 Punkten rund 30 Punkte), sind nicht interpretierbar; maßgeblich ist der Standardmessfehler aus Alpha (Tabelle 2). Welche der sieben Skalen bei einer Person am höchsten liegt (standardisiert an der Normstichprobe), ist bei einer Wiederholung nach zwei Wochen bis drei Monaten nur in 47 Prozent der Fälle dieselbe (Zufallserwartung 15 Prozent); eine Person nach ihrer höchsten Skala zu kennzeichnen, ist deshalb nicht belastbar.
Zustand und Merkmal: Für die sieben Skalen wird Stabilität über Wochen und Monate erwartet; ihre Retest-Werte (Tabelle 3) beziffern, wie viel Veränderung innerhalb von zwei Wochen bis drei Monaten typisch ist. Eine Veränderung ist erst interpretierbar, wenn sie die kritische Differenz übersteigt.
Bis zum 16. September 2026 lagen 155.609 vollständige Teilnahmen vor, davon 129.800 in deutscher Sprache. Die Teilnahme ist freiwillig und selbstinitiiert; die meisten Teilnehmenden gelangen über Suchanfragen zu Themen der Neurodivergenz zum ZNI. Die Stichproben sind daher Selbstselektionsstichproben und nicht bevölkerungsrepräsentativ. Alle Kennwerte sind mit diesem Vorbehalt zu lesen.
| Schritt | n |
|---|---|
| Deutschsprachige Teilnahmen, eingereicht vom 16. Juli bis zum 16. September 2026 | 9.712 |
| davon erste Teilnahme unter der jeweiligen Benutzerkennung | 9.283 |
| davon Bearbeitungsdauer mindestens 120 Sekunden | 9.273 |
| davon ohne Antwortmuster mit einer Standardabweichung der Rohantworten (1 bis 5) unter 0,5 | 9.270 |
Alle Reliabilitäts- und Normwerte dieser Dokumentation beziehen sich auf diese 9.270 Personen (im Folgenden: Normstichprobe). Eine Variation der Auswahlregeln (ohne Zeitfilter, mit 180 Sekunden, mit früheren Zeitfenstern; Auswertung vom 15. September 2026) verändert die Reliabilitäten um höchstens .02 und die Mittelwerte um wenige Punkte; es gibt keine Auswahl, die die Kennwerte nennenswert verbessert.
Beschreibung der Normstichprobe: Das ZNI erhebt keine demografischen Angaben; Alter, Geschlecht, Bildung und Wohnland der Teilnehmenden sind nicht bekannt. Bekannt sind die Sprache (Deutsch; Deutschland, Österreich und die Schweiz sind nicht unterscheidbar), die Bearbeitungsdauer (Abschnitt 2.1) und die überwiegende Nutzung von Smartphones. Das Fehlen demografischer Angaben ist eine Grenze dieser Normierung (Abschnitt 9).
Zwei Teilnahmen unter derselben Benutzerkennung in deutscher Sprache: 1.795 Paare mit einem Abstand von 14 bis 90 Tagen und 2.692 Paare mit einem Abstand von 91 bis 365 Tagen. Ein Anteil dieser Paare stammt nicht von derselben Person, weil eine Benutzerkennung gelegentlich an Angehörige weitergegeben wird; der Anteil wurde geschätzt (Abschnitt 6.2), und die Stabilitätswerte werden beobachtet und korrigiert berichtet.
445 Personen, die die etablierten Verfahren (Abschnitt 1.3) und das ZNI beantwortet haben, Median des Abstands zwischen beiden Erhebungen 160 Tage.
Tabelle 1. Sprachfassungen: Stichprobengröße und interne Konsistenz der sieben Skalen (Alpha, Spanne über die Skalen).
| Sprache | n | Alpha der sieben Skalen |
|---|---|---|
| Spanisch | 2.978 | .77 bis .89 |
| Französisch | 2.979 | .71 bis .88 |
| Portugiesisch | 2.985 | .73 bis .90 |
| Türkisch | 2.024 | .74 bis .89 |
| Italienisch | 692 | .72 bis .90 |
| Englisch | 2.965 | .64 bis .90 |
Durchführung, Auswertung und die Regeln der Ergebnisdarstellung sind vollständig standardisiert und automatisiert. Es gibt keinen Ermessensspielraum bei der Berechnung der Werte. Die Interpretationstexte sind fest hinterlegte Bausteine, die nach festen Regeln aus den Werten ausgewählt werden. Durchführungs-, Auswertungs- und Interpretationsobjektivität sind damit gegeben, soweit ein Selbstbeurteilungsverfahren sie gewähren kann.
Tabelle 2. Interne Konsistenz der sieben Skalen, Normstichprobe (n = 9.270). Cronbachs Alpha (Cronbach 1951) mit 95-%-Intervall (Feldt, Woodruff & Salih 1987); Omega nach McDonald (1999) aus einem einfaktoriellen Modell; Trennschärfe als korrigierte Item-Skala-Korrelation; Standardmessfehler (SEM) aus Alpha und aus der Retest-Korrelation der Tabelle 3 (14 bis 90 Tage).
| Skala | k | Alpha | 95 % | Omega | Trennschärfe min / Mittel | Items unter .30 | SEM (Alpha) | SEM (Retest) |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Hochsensibilität | 9 | .805 | .799 bis .811 | .82 | .27 / .51 | 1 | 7,3 | 8,6 |
| Monotropismus | 10 | .846 | .842 bis .851 | .85 | .18 / .55 | 1 | 7,7 | 10,2 |
| Kinetisch-kognitiver Lernstil | 8 | .813 | .807 bis .819 | .82 | .41 / .53 | 0 | 8,5 | 10,2 |
| Alexithymie | 10 | .902 | .899 bis .905 | .91 | .44 / .66 | 0 | 7,7 | 11,7 |
| Emotionale Überwältigung | 6 | .738 | .729 bis .746 | .75 | .29 / .48 | 1 | 11,3 | 11,6 |
| Camouflagieren | 13 | .911 | .908 bis .913 | .91 | .55 / .63 | 0 | 6,6 | 10,1 |
| Selbstkritik | 2 | .821 | .813 bis .828 | entfällt | .70 | 0 | 9,2 | 12,5 |
Drei Items liegen in der Trennschärfe unter der Konvention von .30: je eines in Hochsensibilität (Trennschärfe .27; Alpha ohne dieses Item .821 statt .805), Monotropismus (.18; .861 statt .846) und Emotionale Überwältigung (.29; .751 statt .738). Ihr Ausschluss würde die interne Konsistenz um .01 bis .02 erhöhen. Sie werden beibehalten, weil sie je einen inhaltlichen Aspekt abdecken, den kein anderes Item der Skala trägt, und weil die Skalen ohne sie die konvergente Validität gegenüber den etablierten Verfahren (Abschnitt 7.2) nicht mehr in derselben Zusammensetzung prüfen ließen. Selbstkritik besteht aus zwei nahezu gleichlautenden Items und wird als Indikator, nicht als Skala geführt.
Für den Gesamtwert wird keine interne Konsistenz berichtet, weil seine Berechnung nicht veröffentlicht wird. Maßgeblich für seine Genauigkeit ist die Retest-Korrelation (Tabelle 3); der Standardmessfehler aus der Retest-Korrelation beträgt 7,0 Punkte.
Tabelle 3. Retest-Korrelationen mit 95-%-Intervall (Fisher) für Paare derselben Benutzerkennung in deutscher Sprache. Korrigierte Werte: beobachtete Korrelation geteilt durch den geschätzten Anteil echter Wiederholungen (.931; Spanne .91 bis .94, Abschnitt 6.2). Die Näherung setzt voraus, dass fremdgenutzte Paare auf Skalenebene unkorreliert sind und beide Teilgruppen gleiche Streuungen haben.
| Kennwert | 14 bis 90 Tage (n = 1.795) | korrigiert | 91 bis 365 Tage (n = 2.692) | korrigiert |
|---|---|---|---|---|
| Hochsensibilität | .73 (.71 bis .75) | .78 | .72 (.70 bis .74) | .77 |
| Monotropismus | .73 (.71 bis .76) | .78 | .68 (.66 bis .70) | .73 |
| Kinetisch-kognitiver Lernstil | .73 (.71 bis .75) | .78 | .72 (.70 bis .73) | .77 |
| Alexithymie | .77 (.75 bis .79) | .83 | .72 (.71 bis .74) | .77 |
| Emotionale Überwältigung | .72 (.70 bis .74) | .77 | .71 (.69 bis .73) | .76 |
| Camouflagieren | .79 (.77 bis .81) | .85 | .74 (.73 bis .76) | .79 |
| Selbstkritik | .67 (.64 bis .69) | .72 | .60 (.58 bis .62) | .64 |
| Neurodivergenz-Score | .75 (.72 bis .77) | .81 | .73 (.71 bis .74) | .78 |
Der Gesamtwert liegt in derselben Höhe wie die Skalen; der Zwei-Item-Indikator Selbstkritik liegt darunter.
Wiederholungen unter derselben Benutzerkennung stammen nicht in jedem Fall von derselben Person. Um den Anteil zu schätzen, wurden die 60 Antworten beider Zeitpunkte als Vektoren verglichen (alle deutschsprachigen Paare mit mindestens 14 Tagen Abstand, n = 4.915; 2 Paare mit konstantem Antwortvektor wurden ausgeschlossen): Innerhalb der Paare korrelieren sie im Median mit .60 (5. Perzentil .25); zufällig gepaarte Fremde korrelieren im Median mit .17 (95. Perzentil .45). Nur 3,3 Prozent der Paare liegen unter dem Median der Fremden. Der Anteil fremdgenutzter Paare wird aus dem unteren Rand geschätzt: der Anteil der Paare, deren Profilkorrelation unter einem Quantil der Fremdpaar-Verteilung liegt, geteilt durch dieses Quantil. An den Quantilen 10, 25, 50 und 75 der Fremdpaare ergeben sich Anteile echter Wiederholungen von .94, .94, .94 und .91, also etwa jedes fünfzehnte Paar als andere Person. Die korrigierten Werte in Tabelle 3 verwenden das Mittel dieser vier Schätzungen, .931; mit dem kleinsten Wert lägen sie um bis zu .02 höher, mit dem größten um .01 niedriger. Paare wurden nicht nach ihrer Ähnlichkeit ausgewählt; eine solche Auswahl würde die Stabilität künstlich erhöhen und unterbleibt.
Die Eigenwerte der Korrelationsmatrix der 60 Items in der Normstichprobe betragen 15,1; 3,7; 3,4; 2,3; 2,2; 1,9; 1,4; 1,3. Der erste Faktor bindet 25 Prozent der Itemvarianz. Eine Hauptkomponenten-Parallelanalyse (Horn 1965; Vergleich mit dem Mittel aus zehn Zufallsdatensätzen) weist acht Faktoren aus. In einer achtfaktoriellen Promax-Lösung der 58 Skalenitems (Eigenwerte und Parallelanalyse: alle 60 Items) entsprechen sieben Faktoren den sieben Skalen; die dreizehn Items der Skala Camouflagieren, einschließlich der drei Rückzugsitems, laden auf einem gemeinsamen Faktor; drei Items erreichen auf keinem Faktor eine Ladung von .30, und der achte Faktor bindet kein Item mit einer Ladung von .30 oder mehr. Die Struktur ist also ein starker allgemeiner Faktor mit spezifischen Faktoren darunter.
Tabelle 4. Modellanpassung konfirmatorischer Modelle, Normstichprobe, Maximum Likelihood auf Pearson-Korrelationen.
| Modell | Items | Chi² | df | CFI | TLI | RMSEA | SRMR |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Sieben korrelierte Faktoren (die Skalen dieser Dokumentation) | 58 | 43.919 | 1.574 | .822 | .813 | .054 | .059 |
| Bifaktormodell: allgemeiner Faktor und sieben spezifische Faktoren, orthogonal | 58 | 37.566 | 1.537 | .848 | .837 | .050 | .053 |
Beide Modelle enthalten die 58 Items der sieben Skalen; das Bifaktormodell ist mit dem Sieben-Faktoren-Modell nicht geschachtelt. Bifaktormodelle erreichen strukturell bessere Anpassungswerte. Der spezifische Faktor Selbstkritik hat nur zwei Indikatoren; das Bifaktormodell wurde ohne zusätzliche Gleichheitsrestriktion auf diesen beiden Ladungen geschätzt und ist für diesen Faktor nur schwach identifiziert (eine Schätzung mit gleichgesetzten Ladungen konvergierte nicht); seine Kennwerte sind mit dieser Einschränkung zu lesen. RMSEA und SRMR liegen für beide Modelle unterhalb von .06 beziehungsweise .08; CFI und TLI liegen unterhalb der Konvention von .90 (Hu & Bentler 1999). Der Grund ist der allgemeine Faktor: Items korrelieren über die Skalengrenzen hinweg, was ein Modell mit ausschließlich einfachen Ladungen bestraft. Die Modelle wurden in dieser Version nur auf Pearson-Korrelationen geschätzt (Abschnitt 9).
Aus dem Bifaktormodell: hierarchisches Omega des allgemeinen Faktors .82, Anteil der gemeinsamen Varianz, den der allgemeine Faktor bindet (ECV) .47. Spezifisches Omega der Skalen (Anteil der Varianz des Skalenwerts, der auf den spezifischen Faktor entfällt): Hochsensibilität .35, Monotropismus .49, Kinetisch-kognitiver Lernstil .40, Alexithymie .47, Emotionale Überwältigung .23, Camouflagieren .49, Selbstkritik .60. Die Skalenwerte tragen damit eigene Information jenseits des allgemeinen Faktors, bei Emotionale Überwältigung am wenigsten. Ein exploratives Strukturgleichungsmodell (ESEM) wird in einer späteren Version ergänzt. Die sieben Skalen korrelieren untereinander mit .25 bis .54 (Tabelle 5).
Tabelle 5. Interkorrelationen der sieben Skalen, Normstichprobe.
| HS | MO | KL | AL | EÜ | CA | SK | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Hochsensibilität (HS) | 1 | .41 | .40 | .32 | .50 | .42 | .34 |
| Monotropismus (MO) | 1 | .51 | .46 | .42 | .39 | .25 | |
| Kinetisch-kognitiver Lernstil (KL) | 1 | .47 | .49 | .42 | .25 | ||
| Alexithymie (AL) | 1 | .42 | .54 | .27 | |||
| Emotionale Überwältigung (EÜ) | 1 | .47 | .36 | ||||
| Camouflagieren (CA) | 1 | .42 | |||||
| Selbstkritik (SK) | 1 |
Die Validierungsstichprobe (Abschnitt 3.4) hat zum ersten Zeitpunkt die etablierten Verfahren (Abschnitt 1.3) und zum zweiten Zeitpunkt die eigenen Skalen beantwortet. Die Korrelation zwischen beiden ist durch den Zeitabstand gedämpft. Als Bezugsgröße dient deshalb die Korrelation des jeweiligen Verfahrens mit sich selbst über dieselbe Abstandsverteilung (n = 2.713, auf die Abstände der Validierungspaare gewichtet). Der Anteil in der vorletzten Spalte ist das Verhältnis der Validierungskorrelation zu dieser Retest-Korrelation; er ist keine Minderungskorrektur im Sinne Spearmans, sondern sagt, wie viel von der über diesen Zeitraum überhaupt erreichbaren Übereinstimmung die eigene Skala erreicht. Zähler und Nenner sind gleichermaßen durch fremdgenutzte Benutzerkennungen gedämpft, was sich im Verhältnis weitgehend aufhebt.
Tabelle 6. Konvergente Validität der eigenen Skalen gegenüber den etablierten Verfahren, n = 445, Median des Abstands 160 Tage, 95-%-Intervalle nach Fisher; Anteile aus ungerundeten Korrelationen.
| Eigene Skala | Etabliertes Verfahren | r | 95 % | Retest des Verfahrens | Anteil | höchste Korrelation mit einem anderen Verfahren |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Hochsensibilität | HSPS | .70 | .65 bis .74 | .73 | 95 % | .39 |
| Monotropismus | Monotropism Questionnaire | .67 | .62 bis .72 | .75 | 90 % | .41 |
| Kinetisch-kognitiver Lernstil | CAARS | .69 | .64 bis .74 | .72 | 95 % | .30 |
| Alexithymie | TAS-20 | .71 | .66 bis .75 | .76 | 94 % | .41 |
| Emotionale Überwältigung | Dodson-Liste zu RSD (klinisches Screening) | .60 | .54 bis .66 | .73 | 83 % | .41 |
| Camouflagieren | CAT-Q | .69 | .64 bis .74 | .72 | 95 % | .57 (Dodson-Liste) |
| Selbstkritik | kein eigenes Validierungsverfahren | .40 |
Fünf Skalen erreichen 90 bis 95 Prozent dieser Bezugsgröße; ihre höchste Korrelation mit einem anderen Verfahren liegt bei .30 bis .41, für Camouflagieren bei .57 mit der Dodson-Liste, weil beide den Rückzug aus Angst vor Ablehnung erfassen. Die Zeile Emotionale Überwältigung ist die Konvergenz mit einer klinischen Screening-Liste und nicht mit einem validierten Instrument; sie wird als unterstützende Information geführt. Für Selbstkritik liegt kein eigenes Validierungsverfahren vor; die Tabelle nennt nur ihre höchste Korrelation mit einem der Verfahren. Das Design ist zeitversetzt; eine gleichzeitige Erhebung ist geplant (Abschnitt 9).
Für Spanisch, Französisch, Portugiesisch, Türkisch, Italienisch und Englisch wurden die Skalen in derselben Weise ausgewertet (Tabelle 1). Verglichen wurden siebenfaktorielle Promax-Lösungen, zielrotiert auf die deutsche Lösung; Tucker-Kongruenzen ab .95 gelten als gleich, Werte von .85 bis .94 als ähnlich (Lorenzo-Seva & ten Berge 2006). Die mittleren Kongruenzen liegen bei .96 (Portugiesisch), .93 (Französisch), .92 (Türkisch), .90 (Spanisch), .83 (Italienisch, n = 692) und .82 (Englisch); die niedrigste Kongruenz eines einzelnen Faktors bei .78 (Spanisch), .80 (Französisch), .93 (Portugiesisch), .83 (Türkisch), .28 (Italienisch) und .53 (Englisch). In Spanisch, Französisch, Portugiesisch, Türkisch und Italienisch betreffen die Abweichungen die Trennung von Camouflagieren und Selbstkritik, die sich in kleineren Stichproben nicht stabil reproduziert. Messinvarianz auf Ebene der Ladungen und Schwellen wurde nicht geprüft; Normwerte werden nur für die deutsche Fassung berichtet.
Kriteriumsvalidität gegenüber klinischen Diagnosen wurde nicht untersucht. Das ZNI beansprucht keine Sensitivität oder Spezifität für irgendeine Diagnose und enthält keine Trennwerte. Die Bezeichnungen "assoziiert mit" in Abschnitt 1.2 beschreiben konzeptuelle Nähe, keine Vorhersage.
Die Normgruppe ist die Normstichprobe (Abschnitt 3.2): 9.270 deutschsprachige Personen, die das ZNI zwischen Juli und September 2026 erstmals beantwortet haben, nach eigener Suche. Sie ist keine Bevölkerungsstichprobe, und ihre demografische Zusammensetzung ist nicht bekannt. Alle Perzentile sagen, wo eine Person im Vergleich zu Menschen steht, die aus eigenem Anlass einen solchen Test aufsuchen. Für die Anwendung werden die Normwerte aus dieser Gruppe berechnet und danach eingefroren; eine Neunormierung erscheint als neue Version.
Tabelle 7. Verteilung der sieben Skalen und des Gesamtwerts, Normstichprobe: Mittelwert, Standardabweichung und Skalenwerte an den Perzentilen.
| Kennwert | M | SD | P5 | P10 | P25 | P50 | P75 | P90 | P95 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Hochsensibilität | 75,6 | 16,6 | 44 | 53 | 67 | 78 | 89 | 94 | 100 |
| Monotropismus | 63,0 | 19,7 | 28 | 35 | 50 | 65 | 78 | 88 | 92 |
| Kinetisch-kognitiver Lernstil | 62,2 | 19,6 | 28 | 34 | 50 | 62 | 78 | 88 | 91 |
| Alexithymie | 52,1 | 24,5 | 10 | 18 | 35 | 52 | 70 | 85 | 90 |
| Emotionale Überwältigung | 61,5 | 22,0 | 21 | 29 | 46 | 62 | 79 | 92 | 96 |
| Camouflagieren | 60,3 | 22,0 | 19 | 29 | 46 | 63 | 77 | 87 | 92 |
| Selbstkritik | 84,7 | 21,7 | 38 | 50 | 75 | 100 | 100 | 100 | 100 |
| Neurodivergenz-Score | 75,7 | 13,9 | 50 | 57 | 67 | 77 | 86 | 92 | 95 |
Selbstkritik zeigt einen Deckeneffekt: Die Hälfte der Normgruppe erreicht den Höchstwert; die Perzentile im oberen Bereich sind dort entsprechend grob.
Geplante Erweiterungen: eine Retest-Studie mit ausdrücklicher Einwilligung zur Wiederholung; eine gleichzeitige Erhebung der eigenen Skalen mit den etablierten Verfahren; ein ESEM-Modell und Schätzungen auf polychorischen Korrelationen für die Sieben-Faktoren-Modelle; eine Prüfung der Messinvarianz zwischen den Sprachen; die Erhebung von Alter und Geschlecht für Fairnessanalysen.
Die Antworten der Teilnehmenden werden vertraulich behandelt, nicht weitergegeben und für diese Dokumentation ausschließlich aggregiert ausgewertet. Weitergehende aggregierte Kennwerte stellt Zensitively Fachpersonen auf Anfrage zur Verfügung. Itemtexte, Auswertungsschlüssel und die Berechnung des Gesamtwerts werden nicht veröffentlicht.
Versionsprotokoll: Version 1.0, September 2026, erste Veröffentlichung; Konstantensatz ZNI-1.0-2026-09-16, berechnet aus der Normstichprobe des Abschnitts 3.2.
Kontakt: hallo@zensitively.com
Aron, E. N., & Aron, A. (1997). Sensory-processing sensitivity and its relation to introversion and emotionality. Journal of Personality and Social Psychology, 73(2), 345–368.
Bagby, R. M., Parker, J. D. A., & Taylor, G. J. (1994). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale: I. Item selection and cross-validation of the factor structure. Journal of Psychosomatic Research, 38(1), 23–32.
Christiansen, H., Hirsch, O., Abdel-Hamid, M., & Kis, B. (2014). CAARS. Conners Skalen zu Aufmerksamkeit und Verhalten für Erwachsene. Deutschsprachige Adaptation. Hogrefe.
Conners, C. K., Erhardt, D., & Sparrow, E. (1999). Conners' Adult ADHD Rating Scales (CAARS). Technical manual. Multi-Health Systems.
Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika, 16(3), 297–334.
Diagnostik- und Testkuratorium (2018). Testbeurteilungssystem des Diagnostik- und Testkuratoriums der Föderation Deutscher Psychologenvereinigungen (TBS-DTK), revidierte Fassung vom 15. Dezember 2017. Psychologische Rundschau, 69(2), 109–116.
Dodson, W. (o. J.). Rejection Sensitive Dysphoria self-test. ADDitude Magazine. https://www.additudemag.com/rejection-sensitive-dysphoria-adhd-symptom-test/
Feldt, L. S., Woodruff, D. J., & Salih, F. A. (1987). Statistical inference for coefficient alpha. Applied Psychological Measurement, 11(1), 93–103.
Garau, V., Murray, A. L., Woods, R., Chown, N., Hallett, S., Murray, F., Wood, R., & Fletcher-Watson, S. (2023). The Monotropism Questionnaire. OSF Preprints. https://doi.org/10.31219/osf.io/ft73y
Horn, J. L. (1965). A rationale and test for the number of factors in factor analysis. Psychometrika, 30(2), 179–185.
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis. Structural Equation Modeling, 6(1), 1–55.
Hull, L., Mandy, W., Lai, M.-C., Baron-Cohen, S., Allison, C., Smith, P., & Petrides, K. V. (2019). Development and validation of the Camouflaging Autistic Traits Questionnaire (CAT-Q). Journal of Autism and Developmental Disorders, 49(3), 819–833.
Lorenzo-Seva, U., & ten Berge, J. M. F. (2006). Tucker's congruence coefficient as a meaningful index of factor similarity. Methodology, 2(2), 57–64.
McDonald, R. P. (1999). Test theory: A unified treatment. Lawrence Erlbaum.
Murray, D., Lesser, M., & Lawson, W. (2005). Attention, monotropism and the diagnostic criteria for autism. Autism, 9(2), 139–156.