Projekt Wegweiser – Befragung

In diesem Artikel sind die Ergebnisse der Wegweiser-Befragung im Detail ausgeführt. Eine kurze allgemeine Beschreibung des Projekts ist hier abrufbar.

Wie verbreitet ist Sinnindifferenz unter Schüler*innen in Deutschland?

Zusammenfassung: Der Zusammenhang von empfundenem Lebenssinn und einem positiven subjektiven Wohlbefinden, Motivation, psychischer sowie physischer Gesundheit ist in der empirischen Forschung gut belegt, jedoch bei Jugendlichen und jungen Erwachsenen bislang noch wenig untersucht worden. Empirische Befunde deuten darauf hin, dass Sinnkrisen und Sinnindifferenz unter Jugendlichen und jungen Erwachsenen Prävalenzen bis zu 50% an jeweiligen Stichproben aufweisen. Die Wegweiser-Befragung widmet sich einer Replikation dieser Befunde in einer Stichprobe von Schüler*innen in Deutschland. Zur Messung von Sinnindifferenz wurde das Inventar Meaning in Life Questionnaire (MLQ) in einem Selbstberichtsfragebogen verwendet. Die Stichprobe (n = 265) setzt sich aus 158 weiblichen (59.6%), 105 männlichen (39.6%) und 2 diversen (0.8%) Schüler*innen zusammen, wovon 64.5% ein Gymnasium, 34.7% eine Waldorfschule und 0.8% eine andere Schulform besuchen. In der repräsentativen Stichprobe wurde folgende Verteilung der Sinnkategorien gemäß des MLQ gefunden: Sinnindifferent (49%), Sinnverloren (15.5%), Sinnsuchend (6.4%) und Sinnerfüllt (29.1%). Das Ergebnis dieser Umfrage stellt eine weitere Stützung der Rechtfertigung dar, sich mit sinnbezogenen Interventionen im schulischen Kontext auseinanderzusetzen.

Theoretischer Hintergrund

Sinn ist ein vielschichtiges psychologisches Konstrukt, das in der Forschung vergangener Jahrzehnte rasant an Aufmerksamkeit gewonnen hat, wenngleich es unter dem Schatten der Glücksforschung steht. Die Relevanz einer Auseinandersetzung mit Sinnfragen ist aus den Zusammenhängen von Sinnkrisen und psychischer sowie physischer Gesundheit abzuleiten.

Eine geringe Ausprägung des Empfindens von Sinn hängt stark mit negativen Symptomen physischen und psychischen Wohlbefindens zusammen, darunter Major Depression, Selbstabweichung, Substanzkonsum und suizidale Vorstellungen (z. B. Harlow & Newcomb, 1990; Harlow et al., 1986; Crumbaugh & Maholick, 1964).

Die empfundene Präsenz von Lebenssinn zeigt sich sowohl in klinischen als auch in nicht-klinischen Stichproben als ein Resilienzfaktor mit direkter protektiver Funktion gegen suizidale Vorstellungen und Suizidversuche, Sinnsuche hingegen als ein indirekter protektiver Faktor (Beaver & Kleiman, 2013; Constanza et al., 2019). Demgegenüber konnten Zika und Chamberlain (1992) sowie Scannell et al. (2002) nachweisen, dass eine hohe Ausprägung des Empfindens von Sinn stark mit psychischem Wohlbefinden zusammenhängt.

Der Zusammenhang von Sinn und einem positiven subjektiven Wohlbefinden ist in der empirischen Forschung mittlerweile gut belegt, jedoch bei Jugendlichen und jungen Erwachsenen bislang noch wenig untersucht worden (z. B. Krok, 2018; Ratner et al. 2019; Garcia-Alandete, 2015).

Ein Hindernis ist unter anderem die Vielschichtigkeit des Konstrukts sowie verschiedene Möglichkeiten der Operationalisierung. Für die vorliegende Analyse wird Lebenssinn nach folgender Definition aufgefasst:

Sinn wird verstanden als Einbindung in einen größeren Gesamtzusammenhang; damit verknüpft sind sowohl das Gefühl einer Sinn- oder Bedeutungshaftigkeit des eigenen Lebens, die Vorstellung einer persönlichen Lebensaufgabe als auch die Umsetzung von Zielen durch bedeutungsvolle Tätigkeiten. (Schnell, 2009, 110)

Unter Lebenssinn oder auch Sinn im Leben wird ein individuelles, stark vernetztes kognitives Konstrukt verstanden, das dem eigenen Leben mittels Reflexion eine Bedeutung beizumessen hilft. Im Anschluss an diese Definition stützt sich die vorliegende Umfrage auf das Lebensinn-Inventar des Meaning in Life Questionnaire (MLQ) nach Steger et al. (2006). Der MLQ unterscheidet zwei Subskalen zur Bestimmung der Präsenz von empfundenen Lebenssinn und der aktiven Suche nach einem Lebenssinn, die eine Gliederung in vier Sinnkategorien erlauben: Sinnindifferenz, Sinnsuche, Sinnverlorenheit und Sinnerfülltheit.

Sinnindifferenz bezeichnet die charakteristische Einstellung einer Person, die ihr Leben ohne eine geschätzte Bedeutung und einen Sinn erlebt und zugleich eine potenzielle Bedeutung oder Suche nach Sinn nicht aktiv erforscht. Insgesamt finden Personen, die dieser Kategorie angehören, die Idee über ihr Leben nachzudenken, überhaupt nicht interessant oder wichtig. Neben dem Verlust der Bedeutung eines Sinns steht der allgemeine Verlust oder die Geringschätzung von Werten.

Personen, die der Kategorie Sinnverlorenheit angehören, haben oftmals das Empfinden, dass ihr Leben keine geschätzte Bedeutung und keinen Sinn hat, weshalb sie aktiv aufgrund empfundener Sinnleere nach etwas suchen, das ihrem Leben Sinn verleihen kann. Sinnverlorenheit und Sinnindifferenz hängen mit einem stark negativen Wohlempfinden zusammen (Schnell, 2020, 117ff.).

Sinnsuchende Personen sind im Gegensatz zu Personen, die Sinnverlorenheit empfinden, optimistisch eingestellt. Sie verstehen, dass ihr Leben zwar einen Sinn haben könnte, erforschen diesen aber auf offene Weise. Sinnerfüllte Personen erleben, dass ihr Leben momentan einen Sinn und eine wichtige Bedeutung besitzt und suchen demnach nicht mehr nach einem Lebenssinn.

Für die Prävalenz der Ausprägung von Sinnindifferenz unter Jugendlichen und jungen Erwachsenen zeigt eine Erhebung aus dem Jahr 2006 einen Anteil von knapp 50%, neuere Erhebungen deuten auf eine Prävalenz von etwa 20% hin. Besonders Sinnkrisen wurden in einer deutschen Stichprobe im Alter von 16-29 Jahren mit 27% am häufigsten unter den genannten Kategorien ausgeprägt vorgefunden (Schnell, 2020, 120, 134).

Ausgehend von diesen Befunden verfolgt die vorliegende Analyse das Ziel einer Replikation in einer weiteren deutschen Stichprobe. Unter der Forschungsfrage, wie stark insbesondere die Ausprägung von Sinnindifferenz unter Jugendlichen und jungen Erwachsenen in Deutschland ist, wurde die Hypothese aufgestellt, dass die obigen Befunde zur Prävalenz von Sinnindifferenz an einer Stichprobe deutscher Schüler*innen repliziert werden können.

Methoden

Stichprobe:

Eine A-priori-Stichprobenschätzung wurde mithilfe der Formel zur Berechnung der erforderlichen Mindest-Stichprobengröße für eine endliche Grundgesamtheit durchgeführt. Es wurde eine Populationsgröße [1] von N = 1,1 · 10⁶, ein Konfidenzniveau von 90% (z = 1.65), eine Fehlertoleranz von ε = 0.05, ein Mittelwert P = 0.5 und Q = 1 – P = 0.5 angenommen und die Mindest-Stichprobengröße auf n = 273 geschätzt.

Die Einschlusskriterien waren der Schulbesuch an einer weiterführenden Schule in Deutschland, die Alterspanne zwischen 14 und 20 Jahren sowie die Vollständigkeit des MLQ-Datensatzes. Es nahmen 291 Versuchspersonen über einen kumulierten Erhebungszeitraum von November 2018 bis Februar 2021 an der Umfrage teil.

Das durchschnittliche Alter betrug M = 16.86 Jahre (SD = 0.97) bei einer Spannbreite von 14 bis 20 Jahren. Insgesamt wurden 26 Teilnehmende aufgrund fehlender Daten, Angabe nicht-ernsthafter Teilnahme oder Ablehnung der Datenverarbeitung aus der Analyse ausgeschlossen, wodurch die Stichprobe aus 265 Schüler*innen bestand, davon 158 weiblich (59.6%), 105 männlich (39.6%) und 2 divers (0.8%). Von den Versuchspersonen gaben 111 (41.8%) an gläubig zu sein, 114 (43%) nicht gläubig zu sein und 40 (15.2%) waren unentschlossen. Die Schulart teilte sich auf in 64.5% Gymnasium, 34.7% Waldorfschule und 0.8% Andere.

Design und Messinstrumente:

Der Fragebogen wurde mithilfe des Online-Befragungstools Umfrageonline erstellt und bestand aus Selbstberichtsinventaren, die zu einem Messzeitpunkt bearbeitet wurden.

Demographische Informationen. Die Versuchspersonen wurden nach ihrem Geschlecht, Alter, Schulart, Gläubigkeit und dem Ort der Schule befragt.

Meaning in Life Questionnaire (MLQ). Der MLQ wurde zur Messung der Ausprägung von Lebenssinn verwendet und besteht aus zehn sieben-stufigen Likertskalen, die sich in die Subskalen Präsenzskala (PK 1-5) und Suchskala (SK 1-5) unterteilen (siehe Tabelle 1). Das Inventar besitzt eine gute Test-Retest-Reliabilität von .70 sowie hohe konvergierende und diskriminante Validität, z. B. mit dem Faktor Depression für die Präsenzskala (r = -.48 (p < .05)) und Suchskala (r = .36 (p < .05)). Die berichtete interne Konsistenz des Inventars beträgt α = .85 (Steger et al, 2006). Anhand der Ausprägungen auf der Präsenzskala und Suchskala ist eine Unterteilung in vier Kategorien möglich, die ein Muster im Verhältnis einer Person zum Empfinden von Sinn aufzeigen.

Tabelle 1

Items der deutschen Version des MLQ

Anmerkung. (-) = negativ gepoltes Item

Frage-Items. Es wurde eine ad hoc Zusammenstellung einzelner Frage-Items verwendet, die aus verschiedenen Inventaren zur Messung von Lebenszufriedenheit und subjektivem Wohlbefinden entlehnt und unter Beratung mit Lehrkräften an schulische Bedingungen angepasst wurden (z. B. „Wie oft fühlst du dich niedergeschlagen, traurig oder deprimiert?“ oder „Wie oft fehlt dir die Motivation, etwas für die Schule zu tun?“

Durchführung:

Die Teilnahme an der Umfrage erfolgte an Schulen nach vorheriger Vorstellung des Projekts und entsprechender Einwilligung sowie über eine offene dezentrale Teilnahmeoption über den Online-Fragebogen. Es wurden Fragebögen in Papierform oder E-Mail-Einladungen mit einem Teilnahmelink an die entsprechenden Lehrkräfte verteilt, die sich vorab dazu bereit erklärt hatten, die Umfrage während der regulären Unterrichtszeit durchzuführen.

Die Teilnehmenden wurden mittels eines kurzen mündlichen und schriftlichen Briefings über die Dauer, das übergeordnete Ziel der Studie, die Freiwilligkeit, Wahrung der Anonymität und über die Studien-Teilnahmebedingungen informiert. Die Bearbeitungszeit lag bei zwanzig bis dreißig Minuten. Im Anschluss an die demographische Angaben folgte die Bearbeitung des MLQ und der einzelnen Frage-Items

Ergebnisse

Die gemittelte interne Konsistenz der Suchskala (M = 20.62, SD = 7.26) und Präsenzskala (M = 17.47, SD = 6.66) betrug α = .58. Die Bestimmung der Korrelation von PK 2 („Mein Leben hat eine klare Bedeutung und einen Sinn“) und PK 5 („Mein Leben hat keinen mir ersichtlichen Sinn“) dient der Überprüfung des Antwortverhaltens, da die beiden Items bei einer ernsthaften Teilnahme stark negativ zusammenhängen sollten.

Es lag eine Korrelation von r = -.46 (p < .001) vor und wie erwartet kein Zusammenhang zwischen den Subskalen. Darüber hinaus weisen die Items innerhalb der Suchskala und Präsenzskala konsistente korrelative Zusammenhänge auf, die nach Cohen (1988) beurteilt wurden.

Die Verteilung der Sinnkategorien in der Stichprobe ist folgend gelistet:

Tabelle 2

Verteilung der Kategorien des MLQ in der Stichprobe

Das Ergebnis der Korrelation des Frage-Items „Wie oft fühlst du dich niedergeschlagen, traurig oder deprimiert?“ mit der Suchskala (r = .36 (p < .001)) und der Präsenzskala (r = -.33 (p < .001)) war signifikant. Ebenso lieferte der Zusammenhang des Frage-Items „Wie häufig bist du unzufrieden mit dir selbst und möchtest etwas an dir ändern?“ mit der Suchskala (r = .31 (p < .001)) und der Präsenzskala (r = -.29 (p < .001)) ein signifikantes Ergebnis.

Für die Präsenzskala, nicht jedoch für die Suchskala, zeigten sich signifikant höhere Werte für gläubige als für unentschlossene Personen, t(59) = 2.7, p < .001, d = 0.71. Analoges zeigte sich zwischen gläubigen und nicht-gläubigen Personen, t(222) = 4.17, p < .001, d = 0.56. Für die Suchskala, nicht jedoch für die Präsenzskala, zeigten sich signifikant höhere Werte für unentschlossene als für nicht-gläubige Personen, t(66) = -2.28, p < .05, d = -0.57.

Der Einfluss fehlender Selbstwirksamkeit (SW (-)) oder auch Antriebslosigkeit („Wie oft fühlst du dich von äußeren Umständen, Krisen und Zweifeln gelähmt?“) auf das negative subjektive Wohlbefinden (WB (-)) („Wie oft fühlst du dich niedergeschlagen, traurig oder deprimiert?“) wurde durch die Präsenzskala, nicht jedoch durch die Suchskala, in einem Supressoreffekt mediiert.

Ein analoger Supressoreffekt der Präsenzskala zeigte sich ebenfalls für den Einfluss von Reflektion einer persönlichen Relevanz von Schule (PRS) („Wie oft stellst du dir die Frage, was die Schule für dich persönlich bringt?“) auf eine fehlende Schulmotivation (SM (-)) („Wie oft fehlt dir die Motivation, etwas für die Schule zu tun?“) (siehe Abbildung 1).

Tabelle 3

Interkorrelationsmatrix der Regressionsvariablen mit Mittelwert und Standardabweichung

Anmerkung. Alle Variablen sind auf sieben-stufige Likertskalen abgebildet. (-) = negativ gepoltes Item. * p < .05; ** p < .01.

Abbildung 1

Regressionsanalysen für Mediationseffekte der Präsenzskala

Anmerkung. Gerichtete Pfeile zeigen standardisierte Regressionskoeffizienten, gestrichelte Pfeile negative Vorzeichen. (-) = negativ gepoltes Item. * p < .05; ** p < .01; *** p < .001

Aus den einzelnen Frage-Items gingen weiterhin folgende Befunde hervor: Knapp 70% der Schüler*innen gaben an, dass ihnen oft bis ständig die Motivation fehle, etwas für die Schule zu tun. Etwa 84% gaben an, das Thema Sinn werde selten bis nie in der Schule behandelt.

Knapp 71% der befragten Personen gaben an, sie würden sich oft bis ständig die Frage stellen, was ihnen die Schule persönlich bringt und 59% der befragten Teilnehmenden leiden oft bis ständig vor und während Klausuren unter Stress, Angst und Black-Outs.

Diskussion

Die Hypothese der vorliegenden Analyse, dass vergangene Befunde zur Prävalenz von Sinnindifferenz in einer Stichprobe von Schüler*innen in Deutschland repliziert werden können, wurde bestätigt. Außerdem wurden Zusammenhänge gefunden, die den Einfluss von Lebenssinn auf das subjektive Wohlbefinden unterstützen.

Eine erhebliche Einschränkung dieser Ergebnisse besteht in der festgestellten internen Konsistenz des MLQ, die als grenzwertig einzustufen ist. Dies deutet darauf hin, dass die Items des MLQ als redundant empfunden wurden oder andere Gründe vorlagen, aufgrund derer die Validität der Messung infrage gestellt werden muss.

Es wurde während der Datenaufbereitung keine Testung auf einseitiges Antwortverhalten durchgeführt. Ein weiterer Grund kann eine mangelnde Motivation zur Beantwortung des Fragebogens sein, da dies in einem Unterrichtssetting durchgeführt wurde. Zwar war die Teilnahme freiwillig, doch könnte ein Konformitätsdruck in den Klassen dafür gesorgt haben, dass Schüler*innen teilnahmen, obwohl sie dafür kein Interesse und keine Motivation empfanden.

Davon abgesehen weisen die korrelativen Zusammenhänge innerhalb der Subskalen inhaltliche Konsistenz auf. Die Präsenzskala weist mit M = 17.48 (SD = 6.66) aufgrund der Spannbreite der minimal und maximal erreichbaren Punkte jeder Subskala des MLQ (5-35) eine Tendenz zur Mitte im Antwortverhalten auf.

Die vorliegende Analyse ist nicht in der Lage einzuordnen, inwiefern die dargestellten Befunde von tatsächlichen oder erwarteten Merkmalsverteilungen in der Gesamtpopulation aus normativer Sicht abweichen. Die Limitation ist auch durch die grobe Schätzung der Gesamtpopulation und die spezifischen Charakteristika der Stichprobe bedingt, was den Schluss auf die Gesamtpopulation deutlich einschränkt.

Für die normative Relevanz der Prävalenz von Sinnindifferenz sei auf den Trend der Entstehung sinnbezogener Interventionsmaßnahmen an Schulen verwiesen, etwa durch den Einsatz sinnstiftender Schulaktivitäten nach Morse et al. (2019) oder einer Life-Crafting Intervention nach Schippers und Ziegler (2019).

Interventionsprogramme dieser Art basieren auf Untersuchungen zum Einfluss von Lebenssinn auf das psychische Wohlbefinden, aus denen sie die Notwendigkeit der geförderten Auseinandersetzung mit Fragen des Lebenssinns ableiten. Diese Analyse stützt die zugrundeliegende empirische Basis für ein solches Fazit.

Die Relevanz von sinnorientieren Interventionsprogrammen sollte gegenwärtig von größerer Bedeutung sein. Personen mit hoher Ausprägung eines empfundenen Lebenssinns und Selbstkontrolle berichteten wesentlich weniger psychische Belastungen im Allgemeinen und insbesondere während der Verläufe von Lock-Down-Phasen bedingt durch die COVID-19-Pandemie (Schnell & Krampe, 2020). Auch in diesem Fall erfüllte die subjektiv empfundene Sinnhaftigkeit des eigenen Lebens eine protektive Funktion bezüglich psychischen Stressoren. Die Tendenzen eines solchen Supressoreffekts konnten in der Stichprobe repliziert werden.

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Quellen und Verweise

[1] Die Populationsgröße N  leitet sich aus der Anzahl der Schüler*innen an Gymnasien in Deutschland im Jahr 2017/2018 ab, die aufgrund der Annahme einer homogenen Verteilung von Schüler*innen über alle Klassenstufen gegeben den in dieser Umfrage eingeschlossenen Altersgruppe (entspricht etwa 9. bis 12. Klasse) halbiert wurde. Siehe: Statistisches Bundesamt, Destatis (2018). Bildung und Kultur. Allgemeinbildende Schulen. Schuljahr 17/18. Fachserie 11, Reihe 1.

Beaver, J. K., & Kleiman, E. M. (2013). A meaningful life is worth living: meaning in life as a suicide resiliency factor. Psychiatry Research, 210(3), 934-939.

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Crumbaugh, J., & Maholick, L. (1964). An experimental study in existentialism: The psychometric approach to Frankl’s concept of noogenic neurosis. Journal of Clinical Psychology, 20(2), 200-207.

Garcia-Alandete, J. (2015). Does Meaning in Life Predict Psychological Well-Being? An Analysis Using the Spanish Versions of the Purpose-In-Life Test and the Ryff’s Scales. The European Journal of Counselling Psychology, 2015, 3(2), 89-98.

Harlow, L. L., & Newcomb, M. D. (1990). Towards a general hierarchical model of meaning and satisfaction in life. Multivariate Behavioral Research, 25(3), 387-405.

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Morse, J. L., O’Donnell, M. B., Walberg, A. R., & Dik, B. J. (2019). Meaning interventions in schools: Strategies for supporting healthy development and wellbeing in the lives of youth. International Journal of Wellbeing, 9(4), 43-58.

Ratner, K., Burrow, A. L., Burd, K. A., & Hill, P. L. (2019). On the conflation of purpose and meaning in life: A qualitative study of high school and college student conceptions. Applied Developmental Science, 25(4), 364-384.

Scannell, E., Allen, F., & Burton, J. (2002). Meaning in life and positive and negative well-being. North American Journal of Psychology, 4(1), 93-112.

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Zika, S., & Chamberlain, K. (1992). On the relation between meaning in life and psychological well-being. British Journal of Psychology, 83(1), 133-145.