Im Jahr 1987 führten Felling, Peters und Schreuder von der Universität Nijmegen eine Studie durch, um verschiedene Typen von Glaubensrichtungen und Weltauffassungen in den Niederlanden und in Deutschland zu vergleichen. Ziel der Studie war es, die zahlreichen Auffassungen vom Wesen und Sinn der Welt in der modernen, pluralistischen Gesellschaft in allgemeine Kategorien grundlegender Überzeugungen einzuordnen. Die Auffassungen des Theismus, Humanismus und Nihilismus (Sinnlosigkeit des Lebens) repräsentieren die zentralen Kategorien. Analog dazu sind auch die aktuellen Items der Skala zur Erfassung des Lebenssinns konstruiert. Sie werden seit 1982 in der Allgemeinen Bevölkerungsumfrage der Sozialwissenschaften (ALLBUS) verwendet. Sie sind Teil des Moduls „Religion und Weltanschauung“ und sollen die Weltanschauungen des Theismus, Humanismus und Nihilismus erfassen (vgl. Terwey, 1996).

Itemkonstruktion und Itemselektion

Die Skala zur Erfassung des Lebenssinns wurde in enger Kooperation mit Albert Felling von der Universität Nijmegen entwickelt (vgl. Felling et al., 1982). Bei ALLBUS wurde sie erstmals 1982 verwendet. Der zugehörige Itemblock bestand aus mehr als 20 Fragen und umfasste neben Einzelfragen zu Kirchenzugehörigkeit und Teilnahme an kirchlichen Ritualen auch die Skala „Kosmologien“ und eine Skala zum Thema „Leiden und Tod“. Die ursprüngliche Skala zur Erfassung des Lebenssinns sollte die Dimensionen Theismus, Humanismus und Sinnlosigkeit umfassen. Sie enthielt die folgenden zehn Items:

-       „Das Leben hat nur dann einen Sinn, wenn man ihm selber einen Sinn gibt.“

-       „Das menschliche Dasein erscheint oft sinnlos.“

-       „Das Leben hat immer einen Sinn, sonst würde es kein Leben geben.“

-       „Für mich hat das Leben an sich keinen Sinn.“

-       „Das Leben hat für mich nur eine Bedeutung, weil es einen Gott gibt.“

-       „Das Leben hat einen Sinn, weil es nach dem Tode noch etwas gibt.“

-       „Ich zweifle daran, ob das Leben einen bestimmten Sinn hat.“

-       „Man kann schwer sagen, ob das Leben einen Sinn hat.“

-       „Das Leben hat meiner Meinung nach wenig Sinn.“

-       „Ich glaube, daß die menschliche Existenz einen klaren Sinn hat und nach einem bestimmten Plan verläuft.“

Vor der Hauptuntersuchung 1982 wurden zwei Pretests an nach Geschlecht, Alter und Schulbildung quotierten Stichproben (N₁ = 62, N₂ = 10) durchgeführt. Obwohl einige Items eine extrem schiefe Verteilung aufwiesen, wurden sie beibehalten, um die Replikationsfähigkeit der Skala zu erhalten (Hagstotz, Kirschner, Porst und Prüfer, 1982). Die ursprüngliche Skala wurde somit für die Hauptstudie 1982 unverändert übernommen.

Seit ALLBUS 1992 wird die aktuelle, verkürzte Form der Skala verwendet (Braun, Eilinghoff, Gabler und Wiedenbeck, 1993). Die Durchführbarkeit wurde in einem Pretest (N = 20) geprüft. Die Dimensionen der ursprünglichen Skala wurden beibehalten, es wurden jedoch einige Items umformuliert (Items 4 und 6 der aktuellen Skala). Die aktuelle Skala enthält sechs statt zehn Items, wobei jeweils zwei Items eine Dimension repräsentieren. Die Dimension Theismus entspricht der Sinnstiftung über den Glauben an die Existenz Gottes und an etwas über den Tod Hinausreichendes (Items 1 und 2). Die Dimension Humanismus entspricht einer innerweltlichen Deutung des Lebens und der Betonung der selbstbestimmten Sinngebung (Items 3 und 4). Die Dimension Sinnlosigkeit steht für die Verneinung der Existenz einer höheren Wirklichkeit und die nihilistische Leugnung eines Sinns des Lebens (Items 5 und 6).

Stichproben

Die Grundgesamtheit des ALLBUS 2012 umfasste alle Personen, die während der Befragung in Privathaushalten der Bundesrepublik Deutschland lebten (Deutsche und Ausländer) und die bis zum Befragungstag das 18. Lebensjahr vollendet hatten. Aus dieser Grundgesamtheit wurde eine zweistufige, disproportional geschichtete Zufallsauswahl gezogen. In der ersten Auswahlstufe wurden Gemeinden in Westdeutschland und in Ostdeutschland mit einer Wahrscheinlichkeit proportional zur Zahl ihrer erwachsenen Einwohner ausgewählt, in der zweiten Auswahlstufe wurden Personen aus den Einwohnermeldekarteien zufällig gezogen. Es wurde ein disproportionaler Stichprobenansatz gewählt, in dem Ostdeutsche überrepräsentiert sind, um auch für die neuen Bundesländer eine Fallzahl zu erzielen, die differenzierte Analysen für einzelne Bevölkerungsgruppen erlaubt. Befragte mit nicht hinreichend guten Deutschkenntnissen wurden von der Befragung ausgeschlossen. Da Befragte aus den neuen Bundesländern in ALLBUS-Stichproben überproportional vertreten sind, wurden in den nachfolgenden Analysen für repräsentative Aussagen die Daten gewichtet (Ost-West-Gewicht). Personen mit der Antwortkategorie „Darüber habe ich noch nie nachgedacht“ bei einem oder mehreren Items wurden ausgeschlossen, da diese Antwortkategorie weder Zustimmung noch Ablehnung ausdrückt und daher als fehlende Stellungnahme interpretiert werden kann. Die endgültige Gesamtstichprobe umfasst N = 2,956 Personen, davon N = 1,453 männlich und N = 1,503 weiblich. Das Durchschnittsalter beträgt 50.2 Jahre.

Für die explorative Datenanalyse wurden nach dem Zufallsprinzip zwei Teilstichproben gezogen, die jeweils etwa 50% der Gesamtstichprobe umfassen. Teilstichprobe 1 umfasst N = 1,473 Personen, davon N = 734 männlich und N = 739 weiblich. Das Durchschnittsalter beträgt 50.5 Jahre. Teilstichprobe 2 umfasst N = 1,483 Personen mit einem Durchschnittsalter von 49.9 Jahren, davon N = 719 männlich und N = 764 weiblich.

Itemanalysen

Die Dimensionalität wurde überprüft, indem eine exploratorische Faktorenanalyse mit Oblimin-Rotation durchgeführt wurde. Hierfür wurde eine Zufallsstichprobe aus den Daten des ALLBUS 2012 gezogen, die etwa die Hälfte aller Fälle umfasst (N = 1,473). Fehlende Werte wurden paarweise ausgeschlossen. Ebenfalls wurden Personen ausgeschlossen, die der Kategorie „Darüber habe ich noch nie nachgedacht“ zustimmten.

Die Analyse ergab folgenden Eigenwerteverlauf: 2.11; 1.58; 1.08; 0.50; 0.39; 0.34. Aufgrund des theoretischen Hintergrundes wurde eine dreidimensionale Struktur gewählt. Die Faktorladungen der Items sind in Tabelle 1 dargestellt. Auf dem ersten Faktor laden die Items 1 und 2. Dieser Faktor kann als „Theismus“ interpretiert werden. Die Items 3 und 4 laden auf dem zweiten Faktor, der als „Nihilismus“ bezeichnet werden kann. Die Items 5 und 6 laden schließlich auf dem dritten Faktor, der als „Humanismus“ gedeutet werden kann. Die Dimensionen entsprechen somit den theoretischen Überlegungen und der dimensionalen Struktur früherer Studien (s. Entwicklung).

Tabelle 1

Faktorladungen nach einer Faktorenanalyse (Oblimin-Rotation) unter Einbezug aller Items mit Extraktion von drei Faktoren (Mustermatrix)

Anm.: N = 1,473, Faktorkorrelation: r = .03 zwischen Theismus und Nihilismus, r = -.29 zwischen Theismus und Humanismus, r = -.13 zwischen Nihilismus und Humanismus. Koeffizienten mit einem Wert < .05 werden nicht dargestellt.

Das dreidimensionale Modell wurde anhand der zweiten Hälfte der Stichprobe (N = 1,483) mit einem Strukturgleichungsmodell überprüft. Da die Voraussetzungen für Normalverteilung der Skalen Theismus und Nihilismus nicht erfüllt sind (s. deskriptive Statistiken), wurde der Modellfit anhand der Maximum-Likelihood-Methode mit robusten Standardfehlern (MLR) überprüft. Diese Art der Modellschätzung eignet sich gut, wenn eine Verletzung der Normalverteilung vorliegt. Es wurde ein tau-äquivalentes Modell angenommen, welches eine sehr gute Modellpassung aufweist. Das Modell mit standardisierten Faktorladungen und der Modellfit sind in Abbildung 1 dargestellt.

Abbildung 1. Struktur und standardisierte Parameter des Modells, T = Theismus, H = Humanismus, N = Nihilismus, RMSEA = .03, CFI = .99, χ² (6) = 15.783, p = .015, N = 1,483).

Zusätzlich wurde ein weniger restriktives, tau-kongenerisches Modell überprüft, was nach Cheung und Rensvold (2002) jedoch zu keiner bedeutsamen Verbesserung der Modellpassung führt (χ² (6) = 20.919, p = .002; RMSEA = .04; CFI = 1.00). Schließlich wurde das Modell unter der Annahme kategorialer Variablen überprüft und dessen Modellfit mit den Ergebnissen der MLR-Schätzungen verglichen. Auch hier verändert sich die Passung des Modells nach Cheung und Rensvold (2002) nicht bedeutsam (χ² (9) = 34.055, p ≤ .001; RMSEA = .04; CFI = 1.00). Da der Modellfit in allen Fällen sehr gute Werte aufweist, wurde das sparsamste, tau-äquivalente Modell für kontinuierliche Variablen für die Schätzung der Reliabilität verwendet.

Itemkennwerte

Tabelle 2

Mittelwert und Standardabweichung der manifesten Items für die Gesamtstichprobe (ALLBUS 2012)

Anm.: N = 2.967. Gewichtete Daten. Skala von 1 (Damit bin ich ganz und gar nicht einverstanden) bis 5 (Damit bin ich voll und ganz einverstanden). Die Items wurden zuvor umkodiert, sodass ein höherer Wert eine höhere Zustimmung zu den Items ausdrückt.

Objektivität

Um Durchführungsobjektivität zu gewährleisten, sollten standardisierte Testinstruktionen und Testmaterialien verwendet werden. Bei ALLBUS 2012 wurden die Fragen der Skala zum Lebenssinn anhand eines standardisierten Frageprogramms (CAPI – Computer Assisted Personal Interviewing) gestellt. Bei entsprechendem Training sind die Testergebnisse unabhängig von den Interviewern. Die Auswertungsobjektivität ist ebenfalls sehr hoch, da die Antworten der Befragten standardisiert nach festen Regeln ausgewertet werden. Die Auswertung lässt somit keinen Interpretationsspielraum zu. Um Interpretationsobjektivität zu gewährleisten, sollten die gleichen Testwerte von verschiedenen Forschern auf die gleiche Art und Weise interpretiert werden. Bei der Skala zum Lebenssinn wird die Interpretationsobjektivität durch feststehende Definitionen der erfassten Dimensionen und das Vorliegen einer Normierungsstichprobe aus ALLBUS 2012, welche den Vergleich der Messwerte mit einer repräsentativen Stichprobe aus der deutschen Bevölkerung ermöglichen, unterstützt.

Reliabilität

Die Reliabilität der Subskalen zur Messung des Lebenssinns wurde für beide Dimensionen anhand der Gesamtstichprobe (N = 2,956) überprüft. Da die Modelle, die den Skalen zu Grunde liegen, die gleichen Faktorladungen aufweisen und somit tau-äquivalent sind, liefert Cronbachs Alpha eine zuverlässige Schätzung der Reliabilität (Cortina, 1993). Die Reliabilitätswerte sind in Tabelle 3 dargestellt.

Tabelle 3

Cronbachs Alpha für die Dimensionen Theismus, Humanismus und Nihilismus

Anm.: N = 2,956.

Validität

Inhaltliche Validität ist gegeben, wenn das zu messende Konstrukt a priori hinreichend definiert wird und alle Aspekte des Konstrukts durch die Items vollständig erfasst werden können. Für die inhaltliche Validität der Skala zum Lebenssinn spricht, dass drei der häufigsten Konzepte des Lebenssinns (Theismus, Humanismus und Nihilismus) durch die Items abgedeckt werden. Zudem orientiert sich die Formulierung der Items an der Definition der jeweiligen Konzepte. Gegen die inhaltliche Validität der Skala spricht, dass mögliche Variationen der erfassten Weltanschauungs-Konzepte (z.B. Deismus und Pantheismus, vgl. Terwey, 1996) nicht oder nur indirekt abgefragt werden. So wird auch das naturalistische Konzept des Lebenssinns nicht direkt durch die Items erfasst, sondern nur indirekt über die Erfassung des Nihilismus.

Kriteriumsvalidität ist gegeben, wenn eine Skala das interessierende Merkmal so misst, dass es mit einem für das Merkmal relevanten Außenkriterium übereinstimmt. Hierfür können die verschiedenen Dimensionen der Skala mit anderen Kriterien aus dem Fragebogen von ALLBUS 2012 korreliert werden. Es wird erwartet, dass die Annahme der Sinnlosigkeit des Lebens (Nihilismus) im Allgemeinen eher mit einer Orientierung an rational Fassbarem einhergeht und negativ mit dem Glauben an ein Leben nach dem Tod zusammenhängt. Demgegenüber sollte Theismus mit einem stärkeren Glauben an ein Leben nach dem Tod einhergehen und negativ mit der Orientierung an rational Fassbarem zusammenhängen.

Konstruktvalidität ist gegeben, wenn eine Skala das interessierende Merkmal so misst, dass es mit bestehenden Definitionen und Theorien des Konstrukts übereinstimmt. Dies kann anhand der konvergenten und diskriminanten Validität überprüft werden. Es wird erwartet, dass die Dimensionen Theismus und Humanismus der Skala zum Lebenssinn positiv mit den jeweils gleichnamigen Dimensionen der Skala zur Erfassung kosmologischer Überzeugungen zusammenhängen, da den Dimensionen beider Skalen ähnliche Konstrukte und Definitionen zugrunde liegen. Zudem kann nach Terwey (1996) ein positiver Zusammenhang zwischen Naturalismus und Nihilismus erwartet werden. Hingegen sollte die Dimension Theismus der Skala zum Lebenssinn einen negativen Zusammenhang mit der Dimension Humanismus aus der Skala zu Kosmologien aufweisen, da die beiden Dimensionen gegensätzliche Weltanschauungen repräsentieren. Aus dem gleichen Grund sollte die Dimension Nihilismus einen negativen Zusammenhang mit der Dimension Theismus der Skala zu Kosmologien aufweisen.

Folgende Variablen aus ALLBUS 2012 wurden zur Überprüfung der Kriteriumsvalidität herangezogen:

-       Glaube an ein Leben nach dem Tod: „Ich lese Ihnen nun Verschiedenes vor. Sagen Sie mir bitte jeweils, ob Sie daran glauben oder nicht. Glauben Sie an ein Leben nach dem Tod? ["]“

-       Orientierung an rational Fassbarem: „Nach meiner Meinung sollte man sich an das halten, was man mit dem Verstand erfassen kann, und alles andere auf sich beruhen lassen.“

Zur Überprüfung der Konstruktvalidität wurden die Skala zur Erfassung von Kosmologien aus ALLBUS 2012 herangezogen (α_Theismus = .87, α_Humanismus = .67, α_Naturalismus = .75):

-       „Es gibt einen Gott, der sich mit jedem Menschen persönlich befasst“ (Theismus)

-       „Es gibt einen Gott, der Gott für uns sein will“ (Theismus)

-       „Meiner Meinung nach ist Gott nichts anderes als das Wertvolle im Menschen“ (Humanismus)

-       „Unser Leben wird letzten Endes bestimmt durch die Gesetze der Natur“ (Naturalismus)

-       Gott befindet sich nicht irgendwo da oben, er ist lediglich in den Herzen der Menschen“ (Humanismus)

-       „Das Leben ist nur ein Teil der Entwicklung der Natur“ (Naturalismus)

Um die Kriteriums- und Konstruktvalidität zu überprüfen, wurden aufgrund der nicht-normalverteilten Daten bivariate Korrelationen nach Spearman berechnet. Die praktische Bedeutsamkeit der so ermittelten Validitätskoeffizienten wird nach den Richtlinien von Cohen (1992) vorgenommen: kleiner Effekt (r = .10), mittlerer Effekt (r = .30), starker Effekt (r = .50). Wie aus Tabelle 4 entnommen werden kann, korrelieren die Dimensionen Theismus und Humanismus aus der Skala zum Lebenssinn mittel bis stark positiv mit den gleichnamigen Dimensionen der Skala zu Kosmologien. Erwartungskonform korreliert dagegen die Dimension Theismus (Lebenssinn) leicht negativ mit Humanismus (Kosmologien). Ebenso korrelieren die Dimensionen Humanismus (Lebenssinn) und Theismus (Kosmologien) leicht negativ. Wie zu erwarten war, korrelieren Nihilismus und Naturalismus im mittleren Bereich positiv. Zudem korreliert Nihilismus leicht negativ mit Theismus (Kosmologien) und leicht positiv mit Humanismus (Kosmologien). Weiterhin weist Theismus eine starke positive Korrelation mit dem Glauben an ein Leben nach dem Tod und eine stark negative Korrelation mit der Orientierung an rational Fassbarem auf. Erwartungskonform korrelieren Humanismus und Nihilismus leicht negativ mit dem Glauben an ein Leben nach dem Tod und leicht positiv mit der Orientierung an rational Fassbarem. Insgesamt sprechen diese Ergebnisse für das Vorliegen von Konstrukt- und Kriteriumsvalidität bezüglich aller Dimensionen der Skala zur Erfassung des Lebenssinns.

Tabelle 4

Korrelationen der Dimensionen Theismus, Humanismus und Nihilismus mit relevanten Variablen

Anm.: Korrelationskoeffizienten nach Spearman, KO = Skala zur Erfassung kosmologischer Überzeugungen. Alle Korrelationen sind signifikant mit p < .01 (einseitig).

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Die Skala Humanismus zeigt eine leicht rechtsschiefe Verteilung und eine negative Kurtosis (Schiefe = .53, Kurtosis = -.84). Die Abweichung von der Normalverteilung ist jedoch nicht bedeutsam, da die absoluten Werte von Schiefe und Kurtosis unter 1 liegen (Miles & Shevlin, 2001). Dies bestätigt auch ein Sichtvergleich mit den Normalverteilungskurven im Histogramm.

Die Skala Theismus zeigt eine linksschiefe Verteilung und eine positive Kurtosis (Schiefe = -2.00, Kurtosis = 4.72). Die Skala Nihilismus weist eine rechtsschiefe Verteilung und ebenfalls eine positive Kurtosis auf (Schiefe = 3.02, Kurtosis = 10.63). Die Verteilung ist damit sehr spitz. Die Verletzung der Normalverteilung wurde bei der Schätzung der Dimensionalität berücksichtigt. Für die Durchführung statistischer Analysen können nicht-parametrische Tests verwendet werden.

Die Tabellen 5 bis 7 enthalten deskriptive Statistiken in Form von Gruppenmittelwerten und Standardabweichungen für die Skala zum Lebenssinn. Diese wurden 2012 im Rahmen der Allgemeinen Bevölkerungsumfrage der Sozialwissenschaften (ALLBUS) ermittelt und vor der Analyse gewichtet (Ost-West-Gewicht). Sie erlauben dem Anwender einen Vergleich der Skalenwerte seiner Untersuchung mit denen relevanter Subgruppen aus einer bevölkerungsrepräsentativen Stichprobe von Männern oder Frauen und von Personen mit unterschiedlicher Schulbildung. Die Bildungsstufen wurden folgendermaßen eingeteilt: Es besteht ein geringes Bildungsniveau, wenn ein Volks-/Hauptschulabschluss oder (noch) kein Schulabschluss vorliegt. Bei einem Realschulabschluss handelt es sich um ein mittleres Bildungsniveau und bei einer (Fach-)Hochschulreife um ein hohes Bildungsniveau.

Tabelle 5

Deskriptive Statistiken Lebenssinn: Theismus

Anm.: N = 2,942. Gewichtete Daten. Die Items wurden zuvor umkodiert, sodass ein höherer Mittelwert eine höhere Zustimmung zu den Items ausdrückt.

Tabelle 6

Deskriptive Statistiken Lebenssinn: Humanismus

 Anm.: N = 2,942. Gewichtete Daten. Die Items wurden zuvor umkodiert, sodass ein höherer Mittelwert eine höhere Zustimmung zu den Items ausdrückt.

Tabelle 7

Deskriptive Statistiken Lebenssinn: Nihilismus

Anm.: N = 2,942. Gewichtete Daten. Die Items wurden zuvor umkodiert, sodass ein höherer Mittelwert eine höhere Zustimmung zu den Items ausdrückt.

Nebengütekriterien

Damit Testfairness vorliegt, muss die Diskriminierung von Testpersonen aufgrund ihrer Gruppenzugehörigkeit vermieden werden. Um die Testfairness der Skala zur Erfassung des Lebenssinns zu prüfen, wurden anhand von Strukturgleichungsmodellen verschiedene Formen der Messinvarianz zwischen verschiedenen Alterskategorien und Glaubensrichtungen systematisch überprüft.

Konfigurale Messinvarianz liegt vor, wenn die Anzahl der Faktoren und die Ladungsmuster der Items auf den Faktoren in allen Gruppen gleich sind. Bei metrischer Messinvarianz sind zusätzlich die Faktorladungen der manifesten Variablen in allen Gruppen gleich, die Items bilden demnach das Konstrukt in allen Gruppen in gleicher Stärke ab. Skalare Messinvarianz ist gegeben, wenn in allen Gruppen die Faktorladungen und Intercepts der manifesten Variablen gleich sind. Dadurch besteht in allen Gruppen der gleiche Zusammenhang zwischen Testitems und dem zu erfassenden Merkmal und die Itemschwierigkeiten sind in allen Gruppen gleich.

Die Glaubensrichtung beinhaltet im ursprünglichen Datensatz acht Kategorien („evangelisch ohne Freikirche“, „evangelische Freikirche“, „römisch-katholisch“, „andere christliche Religion“, „andere nicht-christliche Religion“, „keine Religionsgemeinschaft“, „verweigert“, „keine Angabe“) und wurde im Vorfeld zu zwei Kategorien („christliche Religion“ und „andere oder keine Religion“) zusammengefasst. Ebenso wurde das Alter von sechs auf drei Antwortkategorien (18-44 Jahre, 45-74 Jahre und ≥ 75 Jahre) reduziert, indem jeweils zwei aufeinanderfolgende Kategorien zusammengefasst wurden.

Die Ergebnisse der Analyse sind in den Tabellen 8 und 9 dargestellt. Es wurde jeweils das striktere Modell mit dem weniger strikten Modell verglichen. Dazu wurden die Differenzen der Chi-Quadrat-Werte und der CFI-Werte überprüft. Liegt eine signifikante Differenz im Chi-Quadrat-Test vor, spricht dies für eine statistisch signifikante Änderung des Modells durch die festgelegten Einschränkungen im Vergleich zum weniger strikten Modell. Nach Cheung und Rensvold (2002) liegt zudem eine bedeutsame Änderung im Vergleich zum weniger strikten Modell vor, wenn die Differenz zwischen den CFI-Werten ΔCFI > -.01 beträgt.

Tabelle 8

Prüfung auf Messinvarianz der Skala zur Erfassung des Lebenssinns – Alter

Anm.: 18-44 J.: N = 1,104, 45-74 J.: N = 894, >74 J.: N = 952, ***p ≤ .001.

Das Modell der metrischen Messinvarianz weist für die verschiedenen Alterskategorien eine sehr gute Gesamtpassung auf. Ein Vergleich der Chi-Quadrat-Werte zeigt, dass es einen signifikanten Unterschied (Δχ² (12) = 41.62, p ≤ .001) zum Modell mit konfiguraler Messinvarianz gibt. Da sich die CFI-Werte jedoch nicht unterscheiden, kann nach Cheung und Rensvold (2002) davon ausgegangen werden, dass metrische Messinvarianz gegeben ist. Für das skalare Messinvarianzmodell liegt ebenfalls eine statistisch signifikante Chi-Quadrat-Differenz zum Modell metrischer Messinvarianz vor (Δχ² (12) = 230.91, p ≤ .001). Die CFI-Differenz beträgt ΔCFI = -.04, wobei es sich nach Cheung und Rensvold (2002) um einen bedeutsamen Unterschied zum weniger strikten Modell handelt. Aus streng psychometrischer Sicht kann daher über die Altersgruppen lediglich metrische Messinvarianz sichergestellt werden. Dies bedeutet, Mittelwertvergleiche sollten nur innerhalb, nicht aber zwischen verschiedenen Altersgruppen vorgenommen werden. Aus anwendungsorientierter Sicht lässt sich jedoch auch argumentieren, dass RMSEA und CFI in einem akzeptablen Bereich liegen und daher wohl keine schwerwiegende Verletzung der Messinvarianz vorliegt, sodass auch Mittelwertvergleiche zwischen Gruppen möglich sind.

Tabelle 9

Prüfung auf Messinvarianz der Skala zur Erfassung des Lebenssinns – Glaubensrichtung

Anm.: Christlich: N = 1,868, Andere/keine: N = 1,082, ***p ≤ .001.

Über die Kategorien der Glaubensrichtung liegt eine statistisch signifikante Chi-Quadrat-Differenz (Δχ² (6) = 222.63, p ≤ .001) zwischen dem Modell metrischer und konfiguraler Messinvarianz vor. Bei der Differenz der CFI-Werte von ΔCFI = -.05 handelt es sich nach Cheung und Rensvold (2002) um einen bedeutsamen Unterschied. Zwischen dem Modell skalarer und metrischer Messinvarianz liegt ebenfalls eine signifikante Chi-Quadrat-Differenz (Δχ² (6) = 516.13, p ≤ .001) und ein bedeutsamer Unterschied zwischen den CFI-Werten (ΔCFI = -.13) vor. Aus streng psychometrischer Sicht kann daher nur konfigurale Invarianz angenommen werden. Aus anwendungsorientierter Sicht kann argumentiert werden, dass das Modell metrischer Invarianz einen ausreichenden Modellfit aufweist, sodass angenommen werden kann, dass die Items in den verschiedenen Gruppen eine vergleichbare Bedeutung haben. Skalare Invarianz kann jedoch in keinem Fall angenommen werden, sodass Mittelwertsvergleiche zwischen Gruppen nicht zulässig sind.