Zusammenfassung
Die komplexe Beziehung von Einkommen und Lebenszufriedenheit kann auf verschiedene moderierende Einflüsse zurückgeführt werden. Dazu zählen die Befriedigung materieller Grundbedürfnisse, soziale Vergleiche und Gewöhnungsprozesse. Diese Teilerklärungen werden mit Daten des Sozio-oekonomischen Panels (1992–2008) sowie einer eigens durchgeführten Erhebung in München geprüft. Alle drei Mechanismen erweisen sich für die Erklärung des nichtlinearen Zusammenhangs zwischen Einkommen und Lebenszufriedenheit als empirisch relevant. Oberhalb einer Schwelle von ca. 800 € monatlich verfügbarem Einkommen steigern Wohlstandsverbesserungen die Lebenszufriedenheit nur noch unwesentlich. Dieser Befund bietet sich daher für eine empirisch angeleitete Definition von Reichtum an. Überdies haben Einkünfte aus Vermögensbeständen keinen nennenswerten Einfluss auf das Wohlbefinden. Die Bedeutung von Einkommensvergleichen zeigt sich schwach in Bezug auf nachbarschaftliche Referenzwerte und deutlich stärker in Bezug auf spezifische Referenzgruppen wie Durchschnittsbürger oder Kollegen, nicht aber in Bezug auf Verwandte oder Freunde. Die Panelergebnisse stützen die Hypothesen zu Anspruchsniveau und Gewöhnung. Hierbei zeigt sich, dass Einkommensverluste die Lebenszufriedenheit stärker beeinflussen als -gewinne, ein Ergebnis, das insbesondere für Bessergestellte, nicht aber für Arme gilt.
Abstract
Different influences moderate the complex association between income and life satisfaction. In the research literature, basic human need satisfaction, interpersonal comparison processes, and adaptation are usually proposed as the driving theoretical mechanisms. Using the German Socio-economic Panel and a self conducted cross-sectional survey for the urban area of Munich this article is empirically testing hypotheses derived from these different explanations. In result, all three mechanisms add to the understanding of the nonlinear income-life satisfaction-relationship. Above a threshold of approx. 800 € monthly disposable income wealth has no further effect on life satisfaction. Based on this finding a definition of individual wealth is proposed. Furthermore, as opposed to income from employment capital income has a neglectable effect on life satisfaction. There is only weak evidence for relative income effects regarding respondent’s neighborhood but stronger evidence for the relevance of comparisons with more specific reference groups such as average citizens. Moreover, panel analyses confirm hypotheses of aspiration and adaptation. Thereby—at least for the well-off—income losses outweigh gains.
Résumé
La complexité des rapports entre revenu et satisfaction de la vie peut s’expliquer par le concours de plusieurs facteurs dont la satisfaction des besoins matériels fondamentaux, les comparaisons sociales et les processus d’accoutumance. Ces explications partielles sont vérifiées à l’aide de données du panel socio-économique (1992–2008) et d’une enquête réalisée spécialement à cette fin à Munich. Ces trois mécanismes s’avèrent tous pertinents pour expliquer le rapport non linéaire entre revenu et satisfaction de la vie. Au-delà d’un seuil de revenu disponible d’environ 800 € par mois les améliorations de la situation matérielle n’augmentent plus qu’insensiblement la satisfaction de la vie. Ce constat peut ainsi servir de base à une définition de la richesse empiriquement fondée. Par ailleurs, les revenus du patrimoine n’ont pas d’influence notable sur le bien-être. L’importance des comparaisons de revenu apparaît faible dans le cas des valeurs de référence du voisinage et nettement plus élevée concernant certains groupes de référence tels que le citoyen moyen ou les collègues, mais pas par rapport aux membres de la famille ou aux amis. Les résultats du panel corroborent les hypothèses sur le niveau d’exigence et l’accoutumance. Il apparaît ici que les baisses de revenu ont une plus grande influence sur la satisfaction de la vie que les augmentations, cette corrélation étant particulièrement avérée pour les personnes aisées, mais pas pour les pauvres.
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Notes
Die Begriffe Glück, subjektives Wohlbefinden und Lebenszufriedenheit werden in der Literatur häufig synonym verwendet, obwohl grundlegende konzeptionelle Unterschiede bestehen (für eine Übersicht entsprechender Befunde siehe Diener2009). Während sich Glück eher auf kurzlebige positive oder negative Affekte bezieht und daher stärkeren Schwankungen im Zeitverlauf unterliegt, spiegeln die Merkmale Wohlbefinden und Lebenszufriedenheit langfristige Bewertungen des eigenen Lebens wider und sind daher merklich stabiler. Aufgrund der erschwerten Messbarkeit von Glück beschäftigt sich der vorliegende Beitrag ausschließlich mit Lebenszufriedenheit.
Diese Tatsache hat neben den bekannten Schwächen des Bruttoinlandsprodukts als Wohlstandsindikator in den letzten Jahren zu nationalen und internationalen politischen Unternehmungen geführt, alternative Maße der Prosperität einer Gesellschaft zu etablieren (siehe z. B. Kahneman et al.2004; Stiglitz et al.2009).
Eine vierte, jüngst von Kahneman und Deaton (2010) vorgeschlagene Erklärung führt den Zusammenhang auf das Weber-Fechner-Gesetz zurück (z. B. Fechner1888; Weber1834). Dieses stammt ursprünglich aus der psychophysischen Forschung und unterstellt, dass prozentuale Veränderungen sinnlicher Einflüsse (z. B. Ton, Licht, Schmerz) vom Menschen unabhängig von deren absoluten Veränderung subjektiv mit gleicher Intensität wahrgenommen werden. Formal lässt sich ein solcher Zusammenhang zwischen objektiver Stimulusintensitätr und subjektiver Reizempfindungs etwa durch folgende Gleichung ausdrücken:s = α + β lnr. Übertragen auf die Lebenszufriedenheit impliziert dieses theoretische Argument, dass bei einem Einkommen von 1.000 € eine Gehaltserhöhung um 100 € denselben Effekt auf die Lebenszufriedenheit haben sollte wie eine Gehaltserhöhung um 1.000 € bei einem monatlichen Einkommen von 10.000 €. Wie in Abschn. 2.3 deutlich werden wird, ist daher Kahnemans Überlegung mit der hier präsentierten dritten Teilerklärung zu Gewöhnungseffekten durchaus kompatibel, wobei jedoch bei letzterer zusätzlich eine Phase der Anpassung an neue Lebensumstände unterstellt wird.
Statt einen logarithmischen Einkommenseffekt zu unterstellen, könnte auch ein linearer Effekt des Einkommens angenommen werden. Dann sollteb 1 ≫ 0 fürY < Y G undb 1 ³ 0 fürY ³ Y G gelten.
Clark und Senik (2010) berichten beispielsweise, dass Personen, die täglich über eine Stunde fernsehen, ihr Einkommen verstärkt mit abstrakten Anderen vergleichen.
Wie Veblen (1899) in seinen Untersuchungen zum demonstrativen Konsum und Bourdieu (1982) in seinen Studien zum Habitus herausgearbeitet haben, werden diese Statussymbole von vielen Akteuren bewusst erworben und in sozialen Interaktionen zielgerichtet zur Demonstration und Reproduktion der eigenen relativen Position eingesetzt.
Auch die von Kahneman et al. (1982) vorgelegten experimentellen Befunde demonstrieren, dass Menschen Gewinnen und Verlusten bei ihren Entscheidungen eine unterschiedliche Bedeutung beimessen, und unterstützen damit ebenfalls die hier formulierte Hypothese.
Mittels Geburtstagsmethode fand innerhalb der ausgewählten Wohneinheiten eine zweite Stichprobenziehung statt. Trotz des verhältnismäßig geringen Rücklaufs weisen Vergleiche von Randverteilungen (bewohntes Stadtviertel, Alter, Geschlecht, Beschäftigungsstatus) mit offiziellen Daten des Statistischen Amtes der Landeshauptstadt München (2009) auf eine annähernde „Repräsentativität“ des Datenmaterials hin.
Die Reliabilität und Validität dieser Messung wird allgemein als hoch eingestuft. Für eine Zusammenfassung der umfangreichen Literatur und eine Gegenüberstellung zu alternativen Erhebungsmethoden siehe z. B. Bucher (2009). Für weitere Validierungen der Lebenszufriedenheitsmessung anhand der Daten des SOEP siehe Schimmack (2008) sowie Schimmack et al. (2010).
Das absolute Einkommen könnte alternativ als persönliches Einkommen, d. h. als vom betrachteten Akteur selbst erwirtschaftetes Markteinkommen, oder als Äquivalenzeinkommen, d. h. als ein nach Familienstruktur gewichtetes Haushaltseinkommen, erfasst werden. Die hier gewählte Operationalisierung hat gegenüber diesen Alternativen zwei Vorteile: 1) Eine Messung allein anhand des persönlichen Einkommens ignoriert Umverteilungsprozesse innerhalb von Haushalten, wobei Hauptverdiener üblicherweise Neben- oder Nichtverdiener mitfinanzieren. In der Folge wäre das Konstrukt eines individuell verfügbaren Einkommens nicht mehr valide abgebildet, sobaldi in einem Mehrpersonenhaushalt lebt. 2) Äquivalenzeinkommen berücksichtigen zusätzlich Größenersparnisse von Mehrpersonenhaushalten und ermöglichen damit einen validen Vergleich der verfügbaren Kaufkraft über Haushaltsstrukturen hinweg. Der Indikator ist jedoch zur nachfolgenden Konstruktion eines räumlichen Relativeinkommens ungeeignet. Hier wären Angaben zur durchschnittlichen Haushaltsstruktur in den betrachteten Münchener Stadtvierteln nötig. Zusätzlich würde die doppelte Durchschnittsbildung über Einkommen und Haushaltsstrukturen innerhalb eines Stadtviertels zu einer unpräzisen Messung räumlicher Relativeinkommen führen. Darüber hinaus setzt ein um Haushaltsstrukturen korrigierter Indikator eine vom Forscher zu wählende annahmenreiche Gewichtungsregel voraus (für eine Kritik siehe z. B. Atkinson und Bourguignon2000). Wird der verwendete Einkommensindikator allerdings mittels der geläufigen GewichtungsskalaE i /[1 (für den Hauptverdiener) + 0,5 (für jeden weiteren Erwachsenen) + 0,3 (für jedes Haushaltsmitglied unter 14)] korrigiert, bleiben die unten berichteten Effekte in Richtung, Stärke und Signifikanz erhalten. Gleiches gilt für eine getrennte Auswertung von Haushalten mit Kindern und ohne Kinder.
Für eine Übersicht der gängigen Probleme bei der Erfassung von Vermögen in Haushaltssurveys und dem Umgang damit im SOEP siehe Frick et al. (2007).
Um eine hohe Varianz beider Wohlstandsindikatoren zu garantieren, findet die Auswertung der deutschlandweiten Daten unter explizitem Einbezug der Hocheinkommensstichprobe des SOEP statt. Das hier berücksichtigte Hocheinkommenssample umfasst 1436 Personen, was 8,3 % der Fallzahl entspricht. Als Hocheinkommensbezieher gelten Befragte, deren Haushalt im Jahr 2002 über ein monatliches Nettoeinkommen von mindestens 3.855 € verfügte.
Die Angaben zu den stadtteilbezogenen Durchschnittseinkommen stammen vom Statistischen Amt der Landeshauptstadt München (2009; Daten von 2008). Insgesamt werden 23 Stadtviertel betrachtet.
Weil für den Logarithmus negative Werte sowie Nullwerte nicht definiert sind, wurde der Differenzvariablen der Betrag ihrer kleinsten Ausprägung plus 1 addiert\(( ( {{Y}_{\textit{it}}}-Y_{\textit{it}}^{*} )\,+\text{21}0\text{5}\,+\,\text{1} ).\) Die linear transformierte Differenzvariable hat nun eine Spannweite von 1 bis 24.993 € und kann problemlos logarithmiert werden.
Die Variable zeigt in München besonders starke Wirkung. Die vergleichsweise geringe Relevanz in den Modellen 1 und 2 entsteht wohl aufgrund der vereinfachten Operationalisierung im SOEP und ist, wie sich unter zusätzlicher Kontrolle auf Urbanisierung zeigt, nicht auf Stadt-Land-Unterschiede zurückzuführen.
Der geschätzte Kurvenverlauf (und damit die Lage des SchwellenwertsY G ) ist darüber hinaus gegenüber der Wahl der Einkommensoperationalisierung robust und bleibt sowohl unter Verwendung eines äquivalenzskalierten Maßes (b = 0,55;p < 0,001) als auch unter einer additiven Abbildung von Einkommen und Vermögenseinkünften (b = 0,51;p < 0,001) erhalten.
Einkommen und Vermögenseinkünfte korrelieren nur mäßig (r = 0,34;p < 0,001), wobei für beide Variablen in Modell 2 VIF-Werte von 1,45 und 1,16 gelten.
Aufgrund der starken Kollinearität von absolutem und relativem Einkommen (r = 0,97;p < 0,001) werden die Effekte beider Wohlstandsindikatoren in getrennten Modellen untersucht.
Ein Mittelwertvergleich der Variablen zur subjektiven Relevanz von gruppenspezifischen Einkommensvergleichen unterstützt diesen Befund: Die Mittelwerte der vierstufigen Indikatoren unterscheiden sich höchst signifikant und betragen 1,98 und 1,81 für Kollegen und Durchschnittsbürger sowie 1,64 und 1,52 für Freunde und Verwandte.
Weil aktuelle Niveaus der Lebenszufriedenheit für einzelne Personen mit früheren Werten assoziiert sind, korrelieren die Residuen innerhalb der Gruppeni (serielle Korrelation) und weisen über Gruppeni ungleiche Varianz auf (Heteroskedastizität). Diesem Umstand wird mittels einer Cluster-Korrektur Rechnung getragen (StataCorp2009, S. 19 ff.). Die Korrektur beeinflusst geschätzte Standardfehler, nicht aber die Koeffizienten.
Die Transformation erfolgt analog zum Vorgehen bei der Differenzvariablen des räumlichen Relativeinkommens.
Um zwischen Lebenszyklus- und Kohorteneffekten empirisch zu unterscheiden, wurde ein zusätzliches Modell mit Altersdummies geschätzt, wodurch gleichzeitig auf alters- und kohortenspezifische Heterogenität kontrolliert wird (vgl. eine ähnliche Anwendung von Clark2007). Im Gegensatz zu den Ergebnissen von Clark, der einen U-förmigen Lebenszykluseffekt für britische Bürger bestätigen konnte, zeigen unsere Ergebnisse, dass frühere Geburtskohorten zufriedener mit ihrem Leben sind (Kohorteneffekt) und das Alter die individuelle Lebenszufriedenheit ausschließlich negativ beeinflusst (Lebenszykluseffekt).
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Danksagung
Für Verbesserungsvorschläge danken wir Norman Braun sowie den Teilnehmern der Frühjahrstagung der DGS-Sektion Wirtschaftssoziologie 2011 in Tutzing. Lukas Gernand und Milena Iselin haben uns bei der Bereinigung des Münchener Datensatzes unterstützt. Für die Zusammenstellung des SOEP-Datensatzes ist Eva Negele zu danken.
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Keuschnigg, M., Wolbring, T. Reich und zufrieden? Theorie und Empirie zur Beziehung von Wohlstand und Lebenszufriedenheit. Berlin J Soziol 22, 189–216 (2012). https://doi.org/10.1007/s11609-012-0183-2
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