Nach einer der beiden vorherrschenden Forschungsansätze zu menschlichem Wohlbefinden (Keyes, Shmotik, & Ryff, 2002) ist dieses ein multifaktorielles Konstrukt mit affektiven und kognitiv-evaluativen Komponenten (Diener, 1984). Die affektiven Komponenten sind durch das Vorhandensein positiver und die Abwesenheit negativer Emotionen gekennzeichnet. Die kognitiv-evaluative Komponenten setzen sich aus globaler und domänenspezifischer Zufriedenheit in verschiedenen Lebensbereichen zusammen.

Die globale kognitiv-evaluative Komponente kann unterschiedlich erfasst werden. In frühen Studien wurde dazu meistens ein Einzelindikator eingesetzt. Diener (1984) referiert einschlägige Arbeiten und zeigt auf, warum diese Art der Operationalisierung die Reliabilität und Validität von Ergebnissen beeinträchtigen kann. Die hier dokumentierte Satisfaction with Life Scale (SWLS; Diener, 1984) soll dieses Problem bei der Erfassung der globalen kognitiv-evaluativen Komponente subjektiven Wohlbefindens dadurch überwinden, dass sie dazu multiple statt nur einen einzelnen Indikator heranzieht.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Das hier dokumentierte Instrument ist eine Transformation der Satisfaction with Life Scale (SWLS; Diener, Emmons, Larsen & Griffin, 1985) in die deutsche Sprache (Schumacher, 2003). Seine fünf Items sollen Lebenszufriedenheit erfassen. Sie wurden aus 48 Items auf Basis von Hauptkomponenten- und Itemanalysen als die trennschärfsten ausgewählt. Das so auf fünf Items reduzierte Instrument wurde anschließend drei verschiedenen Stichproben vorgelegt. Nach Analyse der Daten wurde es als hinreichend valide und reliabel beurteilt (Diener et al., 1985). Das Instrument wurde zwischenzeitlich in 26 Sprachen übersetzt und kann ohne Copyright Beschränkungen in eigenen Untersuchungen genutzt werden.

Stichproben

Die deutsche Version der SWLS (Schuhmacher, 2003) wurde mit den Daten aus einer Onlinebefragung von Studierenden der Universität Mannheim erprobt. 381 Studierende beantworteten jeweils alle fünf Items. 202 (53%) von ihnen waren männlich, mit einem mittleren Alter von 20.7 Jahren (SD = 1.66 Jahre). Das mittlere Alter der 174 Studentinnen (45.7%) betrug 20.6 Jahre (SD = 1.98 Jahre). Fünf Studierende (1.3%) gaben ihr Geschlecht nicht an. Alle Befragten befanden sich im ersten bis vierten Semester (M = 2.7, SD = 1.03) von vier verschiedenen Bachelorprogrammen: 138 (36.2%) von ihnen studierten Betriebswirtschaftslehre, 117 (30.7%) Volkswirtschaftslehre, 68 (17.8%) Unternehmensjura und 58 (15.2%) Psychologie. Diese Studiengänge wurden ausgewählt, weil sie durch unterschiedliche Ausprägungen strukturell verankerter Entscheidungsfreiheit bei der Prüfungsplanung und -vorbereitung charakterisiert sind: In den Studiengängen Betriebswirtschaftslehre und Unternehmensjura ist diese sehr gering, in den Studiengängen Volkswirtschaftslehre und Psychologie relativ hoch. 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, erlebter Autonomie 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) wurde zunächst die dimensionale Struktur des Instruments ermittelt.

2.     Die Validität der im ersten Schritt ermittelten Konstruktdimension wurde anschließend mit einem nichtlinearen Strukturgleichungsmodell analysiert. Geprüft wurde, ob sich direkte Effekte der Befriedigung psychologischer Grundbedürfnisse im Studienumfeld auf die Lebenszufriedenheit von Studierenden aufzeigen lassen. Dies ist nach der Selbstbestimmungstheorie (Deci & Ryan, 2000) zu erwarten.

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, 473). Die Chi-Quadrat-Teststatistik legt wegen ihrer hohen Teststärke bei Stichprobengrößen wie den hier berücksichtigten zu häufig eine Ablehnung von Modellen nahe. Deshalb wurde die Beurteilung der allgemeinen Passung getesteter 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.

Itemanalysen

Die Konstrukteure der englischen Originalversion und der deutschen Fassung (Diener, Emmons, Larsen & Griffin, 1985; Schumacher, 2003) gehen davon aus, dass die fünf SWLS Items das Konstrukt „Lebenszufriedenheit“ erfassen. Diese Annahme wird auf die Ergebnisse von Hauptkomponentenanalysen gestützt. In der vorliegenden Untersuchung sollte sie inferenzstatistisch mit Hilfe einer nichtlinearen konfirmatorischen Faktorenanalyse bestätigt (CFA) werden. Ein einfaktorielles Modell (2 Parameter IRT Normalogivenmodell) ist akzeptabel (χ² = 16.67, df = 5, p = .01, CFI = .99, TLI = .99, RMSEA = .08). Die Zulassung einer Korrelation (r = .21) zwischen den Residuen der Items 5 und Item 4 verbessert die Modellpassung deutlich (χ² = 3.61, df = 4, p = .46, CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = .00). Sehr wahrscheinlich ist dieser spezifische Zusammenhang zwischen den Items 4 und 5 darauf zurückzuführen, dass sie anders als die übrigen Items auch die Vergangenheit mit thematisieren.

Itemkennwerte

Nach allen Analysen ist die formale Validität bzw. Reliabilität der fünf SWLS Items zufriedenstellend (siehe Tabelle 1).

Reliabilität

Nach den mit CFA (konfirmatorischen Faktorenanalysen) ermittelten Item-Indikator Assoziationen sind alle fünf Items als homogen und hinreichend formal valide zu beurteilen (siehe Tabelle 1).

Tabelle 1

Kategoriale Antworthäufigkeiten (%; 1 = gar nicht, 2 = ein bisschen,3 = einigermaßen, 4 = erheblich, 5 = äußerst), Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD), Schiefe (S) und Exzess (E) der Antworten zu den fünf SWLS Items

Anmerkungen. 1: In den meisten Bereichen entspricht mein Leben meinen Idealvorstellungen, 2: Meine Lebensbedingungen sind ausgezeichnet, 3: Ich bin mit meinem Leben zufrieden, 4: Bisher habe ich alle wesentlichen Dinge erreicht, die ich mir für mein Leben wünsche, 5: Wenn ich mein Leben noch einmal leben könnte, würde ich kaum etwas ändern.

Validität

Mit einem nichtlinearen Strukturgleichungsmodell wurde geprüft, ob die Antworten zu den hier dokumentierten fünf Items zur globalen kognitiv-evaluativen Komponente subjektiven Wohlbefindens (Lebenszufriedenheit) wie nach der Selbstbestimmungstheorie (Deci & Ryan, 2000) zu erwarten, positiv durch die erlebte Studienautonomie und Studienkompetenz sowie die soziale Einbindung in das Studienumfeld beeinflusst werden. Die Analyse dieses Modells (χ² = 86.15, p = .03, df = 63, CFI = .97, TLI = .96, RMSEA = .04) bestätigte, dass die erlebte sozialen Einbindung und Kompetenz im Studienumfeld die Lebenszufriedenheit fördert. Entgegen den Annahmen konnte dies jedoch nicht auch für die wahrgenommene Prüfungsautonomie belegt werden. Weitere korrelative Prüfungen zeigten, dass die Antwortsummenwerte für die fünf Items zur Lebenszufriedenheit signifikant positiv mit denen für positive Affektivität nach der PANAS und für Studienzufriedenheit nach einer Kurzskala von Westermann, Heise, Spieß und Trautmann (1996) kovariieren (.49 und .40) sowie negativ mit dem Summenwert für negative Affektivität nach der PANAS (-.40). Zudem berichteten Studierende in einer Prüfungsvorbereitungsphase eine geringere Lebenszufriedenheit als Studierende, welche sich nicht auf Prüfungen vorbereiten mussten (t(379) = -3.3, p < .01, d = -.31). Dies bestätigt die Annahme, dass Lebenszufriedenheit in Abhängigkeit von der aktuellen Lebenssituation variiert (Ryff, 1989).

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Die deskriptiven Statistiken zu den fünf Items (siehe Tabelle 1) demonstrieren, dass die Antworten zum Teil deutlich linksschief verteilt sind. Dies ist auch aus den kategorialen Antwortverteilungen ersichtlich. So wählen für Item 5 mit dem niedrigsten Antwortmittelwert nur 22 % der Teilnehmenden eine der drei Antwortkategorien, die das nicht Zutreffen ihrer Aussagen konstatieren. Demgegenüber entschieden sich 14% von ihnen für die Antwortkategorie, die das stärkste Zutreffen ausdrückte. Aufgrund hoher Zustimmungsraten sind die Items 2 (Meine Lebensbedingungen sind ausgezeichnet) und 3 (Ich bin mit meinem Leben zufrieden) als besonders leicht zu beurteilen.