Die PANAS Skalen wurden ausgehend von der Annahme konstruiert, dass sich menschliche Gemütszustände in positive und negative Affektivität unterteilen lassen (Watson & Tellegen, 1985). Abgeleitet wurde diese Annahme aus dimensionsanalytischen Untersuchungen, die häufig zwei entsprechende varianzstarke Komponenten oder Faktoren aufzeigten. Negative Affektivität umfasst dabei das Erleben von Unzufriedenheit und aversiven Gefühlen, positive Affektivität das von Freude und positiver Aktivität. Angenommen wird, dass beide Facetten individueller Befindlichkeit sowohl situational als auch dispositional determiniert sind. Die PANAS Skalen sollen eine Erfassung dieser beiden unterschiedlichen Einflussfaktoren dadurch ermöglichen, dass sie eine Beurteilung von positiven und negativen Gemütszuständen unter Bezug auf verschieden lange Zeiträume erfragen (Watson et al., 1988). So kann entweder nach dem aktuellen (situationalen) oder nach dem generellen (dispositionalen) Befinden gefragt werden. Ferner können auch konkrete Zeiträume, wie z.B. der letzte Monat, für die Beurteilungen vorgegeben werden, von denen anzunehmen ist, dass sowohl dispositionale als auch situationale Einflüsse negative und positive Gemütszustände geprägt haben.

Die Konstrukte "Positive Affektivität" und "Negative Affektivität“ wurden in späteren Arbeiten als Bestandteil der affektiven Komponente subjektiven Wohlbefindens aufgefasst und mit Hilfe der PANAS Skalen zu erfassen versucht (Diener, Suh, Lucas & Smith, 1999; Schumacher, 2003). Diese gehören mittlerweile zu den am häufigsten in Untersuchungen zu menschlichem Befinden eingesetzten Verfahren. Dennoch werden mehrere grundlegende Aspekte als nach wie vor ungeklärt kritisiert und deshalb als weiter zu untersuchende Fragen deklariert (zsf. z.B. Leue & Beauducel, 2011):

1.     Erfassen die jeweils zehn PANAS Items zu positiver und negativer Affektivität ein bipolares Konstrukt oder zwei unterschiedliche Konstruktdimensionen?

Schon die Bezeichnungen "positive" und "negative" Affektivität könnten nahelegen, dass diese beiden Empfindungsfacetten Extreme eines eindimensionalen Konstrukts sind. Watson et al. (1988) postulieren demgegenüber, dass es sich bei diesen um zwei Dimensionen handelt, die nicht nur theoretisch und empirisch diskriminierbar, sondern orthogonal sind. Sie stützen diese Hypothese auf Ergebnisse explorativer Faktorenanalysen, die zwei unkorrelierte Faktoren fanden. Die Befunde dieser Analysen wurden von Watson et al. und weiteren Forschergruppen mit Hilfe von explorativen Faktorenanalysen in Bezug auf die PANAS Skalen repliziert (siehe Tabelle 1). Diese Replikationsuntersuchungen wurden unter Rückgriff auf Varimax Rotation durchgeführt. Nicht signifikante Faktorkorrelationen können jedoch nur bei Anwendung obliquer Rotation eindeutig Orthogonalität belegen. Die Varimax Rotation kann hingegen bedeutsame Faktorkorrelationen aufgrund der Zuweisung von Nebenladungen zu Einzelitems auf mehreren Dimensionen reduzieren. Zudem ist Orthogonalität nicht erforderlich, um davon ausgehen zu können, dass positive und negative Affektivität nicht nur die beiden Pole eines unipolaren Konstrukts bilden, sondern diskriminierbare, und somit potentiell zum Teil unabhängig voneinander variierende Subdimensionen eines Konstrukts. Im Gegenteil: Für das Zutreffen der zweiten Annahme würden mittlere negative Korrelationen zwischen positiver und negativer Affektivität sprechen, da es wenig plausibel ist, dass beide völlig unabhängig voneinander erlebt werden.

2.     Erfassen die jeweils zehn PANAS Items mehr als eine Facette positiver oder negativer Affektivität?

Nur drei Studien berichten, dass sie Watson et al. (1988) folgend mittels CFA eine zweifaktorielle Strukturierung der PANAS Antworten belegen konnten (Lonigan, Hooe, David, & Kistner, 1999; Molloy, Pallant & Kantas, 2001; Terracciano, McCrae & Costa, 2003). Eine zufriedenstellende Passung entsprechender Modelle mit jeweils nur einem Faktor für die positiven und die negativen Befindlichkeitsindikatoren konnte in weiteren Studien nur erzielt werden (siehe Tabelle 1), wenn signifikante Residualkorrelationen für Items jeweils einer Subdimension spezifiziert wurden oder wenn die Antworten zu einzelnen Items aus der Analyse ausgeschlossen wurden.

Als Konsequenz formulierten andere Forschergruppen alternative Modelle. So versuchte beispielsweise Mehrabian (1997) mit einer CFA zu zeigen, dass den Items zu negativer Affektivität die beiden Subfacetten "Afraid" und "Upset" zu Grunde liegen. Dieses Modell erklärte die entsprechenden Antwortvarianzen jedoch ungenügend. Ein Grund könnte darin liegen, dass Mehrabian (1997) nur für die Items zu negativer Affektivität Subfacetten spezifizierte, während für die zu positiver Affektivität weiterhin nur ein Faktor postuliert wurde. Die letzte Annahme ist nicht vereinbar mit Beobachtungen von Egloff et al. (2003). Diese konnten mit einer dynamischen Clusteranalyse zeigen, dass sich die Antwortvarianzen zu den Items zur positiven Affektivität drei Subdimensionen zuordnen lassen, die als "Interest", "Activity" und "Joy" interpretiert werden. Bisher wurden die Überlegungen von Mehrabian (1997) und Egloff et al. (2003) noch nicht in ein Modell integriert. Ein solches Modell wurde deshalb hier geprüft.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Die "Positive and Negative Affect Schedule" (PANAS; Watson, Clark & Tellegen, 1988) wurde entwickelt, um positive und negative Affektivität zu erfassen. Zehn Items zu negativer Affektivität erfragen das Erleben von Unzufriedenheit und aversiven Gefühlen (negative Affektivität), zehn weitere Items das Erleben von Freude und von Aktivität (positive Affektivität). Beide Facetten individuellen Befindens waren bereits in vorangegangenen Studien mit anderen Instrumenten als unabhängige Faktoren identifiziert worden. Die PANAS soll es ermöglichen, sowohl eine primär situational als auch eine primär dispositional geprägte positive und negative individuelle Befindlichkeit zu erfassen. So kann entweder nach dem aktuellen (situationalen) oder nach dem generellen (dispositionalen) Befinden gefragt werden. Ferner können auch konkrete Zeiträume, wie z.B. der letzte Monat, für die Beurteilungen vorgegeben werden, von denen anzunehmen ist, dass in ihnen sowohl dispositionale als auch situationale Einflüsse negative und positive Gemütszustände geprägt haben. Die hier dokumentierte deutsche Version (Krohne, Egloff, Kohlmann, & Tausch, 1996) ermittelte in der geschilderten Untersuchung den Gemütszustand während des letzten Studiensemesters.

Stichproben

Das Instrument wurde mit den Daten aus einer Onlinebefragung von Studierenden der Universität Mannheim erprobt. 381 Studierende beantworteten alle zwanzig Items. 202 (53%) von ihnen waren männlich (mittleres Alter MW = 20.7 Jahre; SD = 1.66 Jahre). Das mittlere Alter der 174 Studentinnen (47%) betrug 20.6 Jahre (SD = 1.98 Jahre). Für fünf Studierende (1.3%) fehlen Angaben zu ihrem Geschlecht. Alle Befragten waren im ersten bis vierten Semester (MW = 2.7, SD = 1.03) von vier verschiedenen Bachelorstudiengängen: 138 (36.2%) studierten Betriebswirtschaftslehre, 117 (30.7%) Volkswirtschaftslehre, 68 (17.8%) Unternehmensjura und 58 (15.2%) Psychologie. 175 Studierende (45.9%) befanden sich zum Zeitpunkt der Erhebung in einer Prüfungsvorbereitungsphase.

Durchführung der Studie

Die Untersuchung wurde für eine Diplomarbeit über Zusammenhänge zwischen strukturell verankerter Entscheidungsfreiheit, Autonomieerleben und studentischem Befinden durchgeführt (Janke, 2012). Der Onlinefragebogen wurde über Maillisten der Studienbüros und der verantwortlichen Studierendenvertretungen an alle Studierenden in den beschriebenen Studiengängen weitergeleitet, die ihr viertes Fachsemester noch nicht vollendet hatten. Als Anreiz wurden unter allen Teilnehmenden zwanzig Amazon-Gutscheine verlost. Außerdem wurde darauf verwiesen, dass sich aus den Studienergebnissen unter Umständen Maßnahmen zur Verbesserung der Studienbedingungen ableiten ließen. Eine Rückmeldung der Studienergebnisse via Email wurde in Aussicht gestellt. Anonymität wurde zugesichert und durch Speicherung der Emailadressen in einem separaten Datensatz sichergestellt.

Variablen und Auswertungsmethode

1.     Mit nichtlinearen konfirmatorischen Faktoranalysen CFA (2 Parameter Normalogivenmodell) wurden zunächst unterschiedliche durch frühere Studien nahegelegte Faktormodelle (siehe Tabelle 1) für die PANAS Skalen getestet und verglichen. Ziel war es, die dimensionale Struktur zu identifizieren, die die Kovarianz der Antworten zu den Items dieses Instruments am besten aufklärt.

Da die Chi-Quadrat-Teststatistik wegen ihrer hohen Teststärke bei Stichprobengrößen wie den hier berücksichtigten zu häufig eine Ablehnung von Modellen nahelegt, wurde die Beurteilung der allgemeinen Passung unterschiedlicher Modelle vorrangig auf die folgenden deskriptiven Anpassungsmaße gestützt (vgl. u. a. Bollen, 1989): Den Comparative Fit Index (CFI), den Tucker Lewis Index (TLI) und den Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA). Nach allgemein üblichen Entscheidungskriterien sprechen Werte von >.90 bzw. >.95 der ersten beiden Indices sowie Werte des RMSEA <.10 bzw. <.06 für eine akzeptable bzw. gute Passung.

Tabelle 1

Faktorladungen nach CFA Modellen für vier PANAS Faktoren (Joy (J), Activity/ Interest (AI), Afraid (A) und Upset (U) bei Berücksichtigung der Antworten zu allen Items (1) und nach Eliminierung der Antworten zu den Items 6 und 16 (2)

Anmerkungen. EFA = explorative FA; CFA = konfirmatotische FA; DCA = dynamische Clusteranalyse; 1: Watson et al. (1988), 2: Kercher (1992), Kurzfassung (10 Items) geprüft, mit mehreren korrelierten Itemresiduen, 3: Krohne et al. (1996), 4: Crocker (1997), 5: Joiner et al. (1997), Insgesamt 38 Modellmodifikationen, 6: Mehrabian (1997), Faktor zweiter Ordnung: Negativer Affekt, 7: Hilleras et al. (1998), Kurzfassung (10 Items) geprüft, 8: Lonigan et al.  (1999), 9: MacKinnon et al. (1999), Kurzfassung (10 Items) geprüft, mit mehreren korrelierten Itemresiduen,10: Shapiro et al. (1999), Eliminierung der Antworten zu 4 Items, mit mehreren korrelierten Itemresiduen, 11: Killgore (2000),12: Melvin & Molloy (2000), 13: Molloy et al. (2001), 14: Beck et al. (2003), 15: Egloff et al. (2003), nur Items zu positiver Affektivität, 16: Terracciano et al. (2003), 17: Crawford & Henry (2004), mit mehreren korrelierten Itemresiduen, 18: Gaudreau et al. (2006), 19: Tuccitto et al. (2010), mit mehreren korrelierten Itemresiduen, 20: Leue & Beauducel (2011), mit Faktor zweiter Ordnung: Affektive Polarität

2.     Nach der Theorie des subjektiven Wohlbefindens (Diener, Suh, Lucas & Smith, 1999) indizieren die Antworten zu den PANAS Items affektive Komponenten subjektiven Wohlbefindens, die nach der Selbstbestimmungstheorie der Motivation (Deci & Ryan, 1985, 2000) mit der erlebten Autonomie, Kompetenz und sozialen Einbindung in verschiedenen Lebensbereichen kovariieren sollten. Deshalb wurde zur Prüfung der Validität identifizierter Subdimensionen positiver und negativer Affektivität in einem zweiten Schritt mit einem nichtlinearen Strukturgleichungsmodell (SEM-Modell) geprüft, ob diese differentiell durch das Ausmaß der Befriedigung psychologischer Grundbedürfnisse nach Autonomie, Kompetenz und sozialer Einbindung im Studienkontext beeinflusst werden.

Alle Modellprüfungen erfolgten mit einem robusten mittelwerts- und varianzadjustierten Weighted Least Squares (WLS) Schätzer (WLSMV). Im Vergleich zum traditionellen WLS Schätzer führt er bei großen Stichprobenumfängen zu stabileren und weniger inflationierten Parameterschätzungen (vgl. Flora & Curran, 2004, S. 473).

Itemanalysen

Zunächst wurden mit nichtlinearen konfirmatorischen Faktorenanalysen CFA (2 Parameter Normalogivenmodell) verschiedene durch die Literatur nahegelegte Modelle geprüft (siehe Tabelle 1), die eine unterschiedliche Faktorstruktur der Antworten zu den PANAS Items postulieren. Nach diesen Analysen erklärt ein vierfaktorielles Modell die PANAS Antwortkovarianzen am besten (siehe Tabelle 2).

Tabelle 2

Chi-Quadrat (χ²), Freiheitsgrade (df), Comparative Fit Index (CFI), Tucker Lewis Index (TLI) und Root Mean Square Error of Aproximation (RMSEA) für PANAS CFA Modelle mit einer und zwei Facetten für negative Affektivität (1NA, 2NA) sowie einer bis drei Facetten für positive Affektivität (1PA bis 3PA) bei Berücksichtigung der Antworten zu allen Items (red n(ein)) und nach Eliminierung der Antworten zu den Items 6 und 16 (red j(a))

Es spezifiziert jeweils zwei positiv miteinander korrelierte Faktoren als Subdimensionen positiver und negativer Affektivität (siehe Tabelle 3 und Tabelle 4). In Anlehnung an Mehrabian (1997) und Egloff et al. (2003) können sie als "Upset" und "Afraid" Subfacetten negativer Affektivität sowie als "Joy" und "Activity/Interest" Subfacetten positiver Affektivität interpretiert werden (siehe Tabelle 1).

Tabelle 3

Interkorrelationen der vier PANAS Faktoren Joy(J), Activity/Interest (AI), Afraid (A) und Upset (U) bei Berücksichtigung der Antworten zu allen Items (1) und nach Eliminierung der Antworten zu den Items 6 und 16 (2)

Anmerkung. * = p <.05, ** = p <.01

Tabelle 4

Faktorladungen nach CFA Modellen für vier PANAS Faktoren Joy(J), Activity/Interest (AI), Afraid (A) und Upset (U) bei Berücksichtigung der Antworten zu allen Items (1) und nach Eliminierung der Antworten zu den Items 6 und 16 (2)

Item 6 (stark) ist zwar ausreichend hoch mit seinem Zielfaktor "Joy" assoziiert. Die Modifikationsindices und Prüfungen entsprechend modifizierter Modelle zeigen jedoch, dass die Antworten zu diesem Item zusätzlich auch durch den Faktor "Activity/Interest" und ähnlich hoch, wenn auch negativ, durch den Faktor "Afraid" beeinflusst werden. Offensichtlich wird bei der Beurteilung des Zutreffens der Befindlichkeit "stark" auch mit bedacht, inwieweit deren Gegenpol einer "schwach(en)" Befindlichkeit aufgetreten ist. Dies würde aber bedeuten, dass die Wahrnehmung eigener Stärke/Schwäche nicht einer affektiven Befindlichkeit entspricht, sondern dem Resultat einer kognitiven, summativen Abschätzung der übrigen Befindlichkeiten. Item 16 "nervös" ist neben dem Zielfaktor "Afraid" zusätzlich signifikant mit den beiden Faktoren "Joy" und "Activity" assoziiert. Nervosität kann entsprechend also auch positiv erlebt werden, wenn sie z.B. als Begleitkomponente von Vorfreude oder Tatendrang auftritt bzw. beurteilt wird. Werden die Antworten zu beiden Items in einer weiteren vierdimensionalen CFA nicht berücksichtigt, die somit homogenere Faktoren hypostasiert, verbessert sich die Passung deutlich gegenüber dem vierfaktoriellen Modell unter Einbezug der Antworten zu allen Items (siehe Tabelle 2). Ein weiteres CFA Modell, aus welchem die Antworten zu den Items 10 (angeregt) und 1 (aktiv) ausgeschlossen wurden, da deren formale Validität als wenig befriedigend zu beurteilen ist (siehe Tabelle 4), passt demgegenüber nicht besser zu den Daten.

Itemkennwerte

Die formale Validität von zwei Items ist deutlich eingeschränkt (siehe Tabelle 4): Eines von ihnen spricht nicht direkt eine emotionale Lage an (Item 6). Das Zweite kann offensichtlich positive und negative Emotionsaspekte referenzieren (Item 16). Es ist deshalb zweifelhaft, ob sie in nachfolgenden Untersuchungen als Befindlichkeitsindikatoren beibehalten werden sollten. Alle weiteren Items sind hinreichend formal valide. Einschränkend ist lediglich zu beachten, dass die Items 10 "angeregt" und 1 "aktiv" in dem akzeptierten vierdimensionalen CFA Modell zwar Faktorladungen >.40, aber <.50 erzielen.

Reliabilität

Neun der zehn Items zu negativer Affektivität und sieben der zehn Items zu positiver Affektivität der ins Deutsche übertragenen PANAS Skalen sind als zufriedenstellend formal valide (siehe Tabelle 4), d.h. reliabel zu beurteilen. Zwei weitere Items zu positiver Affektivität (10 und 1) ordnen sich demgegenüber zwar auch eindeutig ihrem theoretisch erwarteten Zielfaktor zu, sind mit diesem aber eher schwach assoziiert. Für jeweils ein Item zu positiver und zu negativer Affektivität (Item 6 und 16) ist es jedoch zweifelhaft, ob sie brauchbaren und eindeutigen Befindlichkeitsindikatoren entsprechen.

Validität

Nach der Theorie des subjektiven Wohlbefindens (Diener, Suh, Lucas & Smith, 1999) indizieren die Antworten zu den PANAS Items affektive Komponenten subjektiven Wohlbefindens. Entsprechend der Selbstbestimmungstheorie der Motivation (Deci & Ryan, 1985, 2000) sollte subjektives Wohlbefinden seinerseits von der Befriedigung psychologischer Grundbedürfnisse nach Autonomie, Kompetenz und sozialer Einbindung in verschiedenen Lebensbereichen abhängen. Das Zutreffen der Annahme eines solchen direkten Effekts der Befriedigung psychologischer Grundbedürfnisse auf Indikatoren für subjektives Wohlbefinden wurde mit einem nichtlinearen Strukturmodell für das universitäre Lebensumfeld geprüft. Es erzielte eine akzeptable Passung (χ² = 449.7, p = .00, df = 313, CFI = .92, TLI = .91, RMSEA = .04). Die Modifikationsindizes zeigten allerdings, dass die Prädiktoren zusätzlich die Beantwortung von Item 1 "aktiv" direkt und relativ stark beeinflussten. Dieses Item erwies sich auch in dem vierdimensionalen PANAS CFA Messmodel als wenig formal valide. Ein Modell ohne die Antworten zu diesem Item, und somit nur mit einem Faktor "Interest" anstelle eines Faktors "Activity/Interest", erklärt die Kovarianz der Antworten zu den verbleibenden Items noch etwas besser als das erste Modell (χ² = 397.3, p = .00, df = 287, CFI = .94, TLI = .93, RMSEA = .04). Es zeigt differentielle Zusammenhänge zwischen verschiedenen Facetten psychologischer Grundbedürfnisse sowie positiver und negativer Affektivität auf (siehe Abbildung 1): Das Erleben von Studienautonomie beeinflusst nur die Ausprägungen auf dem Faktor "Upset", das Erleben von Studienkompetenz die auf den verbleibenden drei Faktoren "Afraid", "Joy" und "Interest". Das Erleben sozialer Einbindung in das Studienumfeld kovariiert signifikant und jeweils in der erwarteten Richtung mit allen vier Affektivitätsfacetten, jedoch jeweils deutlich schwächer als Autonomie- und Kompetenzerleben jeweils mit einem Teil von diesen.

Abbildung 1. Differentielle Zusammenhänge zwischen verschiedenen Facetten psychologischer Grundbedürfnisse sowie positiver und negativer Affektivität

Anmerkungen zu Abbildung 1: Aus Gründen der Übersichtlichkeit wurden keine Messmodelle, Faktoreninterkorrelationen der PANAS-Facetten und Vorhersagefehler eingezeichnet. Der direkte Effekt von erlebter Studienautonomie ist um die Einflüsse des gewählten Studienfachs und intrinsischer Studienmotive bereinigt. Die direkten Effekte von erlebter Studienkompetenz sind um die Einflüsse intrinischer Studienmotive und des Geschlechts bereinigt.

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Nach den ordinalen Antwortverteilungen und deskriptiven Statistiken (siehe Tabelle 5) für die einzelnen Items sind insbesondere die Antworten zu den Items zur negativen Affektivität stark rechtsschief verteilt. Unter ihnen sind die Items 7 (schuldig), 8 (erschrocken), 9 (feindselig) und 14 (beschämt) am schwierigsten, d.h. sie werden deutlich seltener bejaht als die übrigen Items. Die Items zu positiver Affektivität sind eher linksschief verteilt. Allerdings ist diese Asymmetrie weniger stark ausgeprägt als in den Antworten zu den Items zu negativer Affektivität. Am wenigsten schwierig, d.h. am häufigsten bejaht werden unter ihnen die Items 1 (aktiv), 3 (interessiert) und 17 (entschlossen).

Tabelle 5

Kategoriale Antworthäufigkeiten (%; trifft zu: 1 = gar nicht, 2 = ein bisschen, 3 = einigermaßen, 4 = erheblich und 5 = äußerst), Mittelwerte (M), Standardabweichung (SD), Schiefe (S) und Exzess (E) für die 20 PANAS-Items