Teilstudie I: Machen Kinder unglücklich?

Zusammenfassung

Bis jetzt liefert die Forschung zu dieser Frage vorwiegend uneindeutige Ergebnisse. Unter Berücksichtigung zentraler Merkmale von Elternschaft (z. B. des Ausmaßes der erlebten Belastung in der Elternrolle oder kindlicher Verhaltensanforderungen) wird dieser Frage in der vorliegenden Teilstudie erstmals noch differenzierter als in bisherigen Studien nachgegangen. Datengrundlage bildet der DJI-Survey Aufwachsen in Deutschland: Alltagswelten (AID:A II). In den Analysen zeigen sich durchaus positive Elternschaftseffekte für das elterliche Wohlbefinden im Vergleich zu kinderlosen Personen, wenn Elternschaft mit günstigen Rahmenbedingungen zusammenfällt, etwa wenn das Kind als wenig anspruchsvoll erlebt wird oder das Belastungserleben in der Elternrolle niedrig ausfällt. Für die Partnerschaftszufriedenheit bedeuten Kinder jedoch immer eine Herausforderung, die kinderlose Paare so nicht erleben. Zentrales Resumée der Ergebnisse ist, dass es bei diesem Vergleich Fingerspitzengefühl bedarf. Elternschaft sowie Kinderlosigkeit können aus ganz unterschiedlichen individuellen oder äußeren Beweggründen gewählt werden oder entstehen. Das macht diese Vergleichsgruppen zu einer bunten Mischung aus Individuen, die nicht immer ohne weiteres miteinander verglichen werden können. Ein genaues Verständnis für die Zusammensetzung und die Beweggründe beider Gruppen ist daher wichtige Voraussetzung für die Forschung.

Mit dieser diskussionswürdigen Frage setzen sich Arbeiten im Rahmen des Vergleichs des Wohlbefindens zwischen Eltern und kinderlosen Personen auseinander. Grundsätzlich ist der Ausgangspunkt des Vergleichs die kontroverse These, dass Eltern nicht glücklicher oder sogar unglücklicher sind als nicht-Eltern (Pollmann-Schult 2014). Zentrale Fragestellung vieler Arbeiten ist, inwiefern die Kosten des Elternseins die positiven Seiten des Kinderhabens übersteigen und so zu einem geringeren Wohlbefinden der Personen mit Kindern im Gegensatz zu kinderlosen Personen führen (wie z. B. Pollmann-Schult 2014; McLanahan und Adams 1987; Umberson et al. 2010; Simon und Caputo 2019; Nomaguchi und Milkie 2003; Nomaguchi 2012).

Befunde zu Einschränkungen des Wohlbefindens durch Kinder im Rahmen des Vergleichs von Eltern zu nicht-Eltern

McLanahan und Adams (1987) führen in ihrem Überblicksartikel beispielsweise, anhand unterschiedlicher Forschungsbefunde, an, dass Eltern auf keiner der herkömmlich erhobenen Wohlbefindensdimensionen ein besseres Wohlbefinden aufweisen als nicht-Eltern. Auch weisen die damals, in diesem Artikel zusammengefassten Studien stets auf höhere Prävalenzen von Depressions- und Angstsymptomen bei Eltern hin als in der Vergleichsgruppe der kinderlosen Personen (McLanahan und Adams 1987; siehe auch Simon 2008). Evenson und Simon (2005) argumentieren ebenfalls, dass Elternschaft nicht mit einer besseren psychischen Gesundheit in Verbindung steht. Sie untersuchten Eltern in unterschiedlichen Phasen der Familie (z. B. Emptynest-Eltern und Eltern mit Kleinkindern oder Jugendlichen) und unterschiedlichen Familienformen (z. B. Stieffamilien) und fanden für keine Elterngruppe niedrigere Depressionswerte im Vergleich zu kinderlosen Personen (Evenson und Simon 2005). Schlussfolgerung auf Basis der Ergebnisse war, dass die emotionalen Anforderungen wohl die emotionale Anerkennung des Elternseins übersteigen, insbesondere bei Eltern mit minderjährigen, abhängigen Kindern (Evenson und Simon 2005). Insgesamt liefert der Forschungsstand jedoch keine eindeutige Befundlage. Im Vergleich unterschiedlicher Wohlbefindensindikatoren, bestätigen sich nicht durchweg niedrigere Werte subjektiven Wohlbefindens bei Eltern (siehe auch Pudrovska 2008; Simon und Caputo 2019; Mckenzie und Carter 2013; Mirowsky und Ross 2002). Einige Studien identifizieren Eltern als zufriedener mit ihrem Leben als nicht-Eltern (Nelson et al. 2013; Nelson et al. 2014a; Aassve et al. 2012), andere Studien finden einen umgekehrten Zusammenhang (Hansen 2012) oder keine Unterschiede (Nelson et al. 2014b; Kohler und Mencarini 2016). Mit Blick auf die Zufriedenheit in unterschiedlichen Lebensbereichen liegen eindeutigere Befunde vor. Demnach empfinden Eltern, im Gegensatz zu nicht-Eltern, eine geringere Zufriedenheit mit ihrer Freizeit, ihren sozialen Kontakten und der Partnerschaft (Pollmann-Schult 2013). Besonders Väter verspüren durch den Elternstatus eine Zäsur in ihrer Freizeitgestaltung und können seltener soziale Kontakte zu Nachbarn, Bekannten oder Freunden pflegen (Pollmann-Schult 2010). Während bei Müttern mit kleinen Kindern vor allem die Partnerschaftszufriedenheit im Kontrast zu nicht-Müttern und Müttern mit älteren Kindern leidet (Twenge et al. 2003).

„Cost-of-Children Hypothesis“ – Ein Erklärungsansatz

Dass untersuchte Eltern in manchen Studien ein niedrigeres Wohlbefinden aufweisen, scheint ein Paradox zu sein. Im englischsprachigen Raum wird diese Wahrnehmung als Parenting-Paradox bezeichnet (Morse und Steger 2019). Paradox deshalb, da Elternschaft mit ideellen Werten verbunden ist. Elternschaft ist demnach eine anzustrebende soziale Rolle (McLanahan und Adams 1987), die für ein erfülltes und glückliches Leben als wertvoll erachtet wird. Kinderlosigkeit wird hingegen negativ, mit Einsamkeit und Leere assoziiert (Hansen 2012). Elternschaft verleiht Menschen einen Lebenssinn (Meaning in Life), insbesondere, wenn die Elternrolle und einhergehende Anforderungen ein Kohärenzgefühl erzeugen (Morse und Steger 2019). Aus dem Verständnis der Salutogenese bedeutet das, dass Eltern die erlebten Anforderungen verstehen, einordnen und ihre Sinnhaftigkeit nachvollziehen können (Sense of Comprehensibility) (Stöhr et al. 2019). Wieso geht Elternschaft dann also mit einem niedrigeren Wohlbefinden einher?

Ein Erklärungsansatz wird in soziologischen Studien in der Cost-of-children Hypothesis gesehen (Hansen 2012). Im Zuge demographischer und gesellschaftlicher Entwicklungen, wie der stark angewachsenen Frauenerwerbstätigkeit, besteht die Annahme, dass Elternschaft nunmehr mit unterschiedlichen Einschränkungen einhergeht, die einen Einfluss auf das Wohlbefinden der Eltern haben können (McLanahan und Adams 1987; Hansen 2012; Bird 1997). Das Ungleichgewicht des subjektiven Wohlbefindens auf Kosten von Eltern, die mit abhängigen Kindern im Haushalt leben, resultiert aus bestimmten Einschränkungen und Kosten, die durch Elternschaft entstehen (Hansen 2012). Kinder erhöhen die Wahrscheinlichkeit für Eltern, unterschiedlichen Stressoren ausgesetzt zu sein (Glass et al. 2016). Insbesondere berufstätige Eltern erleben beispielsweise Stress aufgrund fehlender Freizeit und Zeit für sich selbst, da sie mit der Vereinbarung von Beruf und Familie einer Doppelbelastung ausgesetzt sind (Simon und Caputo 2019; Bittman und Wajcman 2000; Mattingly und Bianchi 2003). Hinter diesem Forschungsverständnis verbirgt sich die Annahme, dass Eltern Einschränkungen in ihrem Wohlbefinden erleben, aufgrund verschiedener Kontext- und Lebensbedingungen, die mit Elternschaft einhergehen. Als Konsequenz dieser zentralen Annahme, berücksichtigen viele Studien schwerpunktmäßig kontextuelle und soziodemographische elterliche Einflussvariablen, die ein geringeres Wohlbefinden von Eltern im Gegensatz zu kinderlosen Personen erklären, wie die bisherigen Ausführungen gezeigt haben.

4.1 Forschungslücke I: Der Vergleich des Wohlbefindens von Eltern und kinderlosen Personen und die Rolle des Kindes

Die Ergebnisse konnten bisher veranschaulichen, dass der Zusammenhang zwischen Elternstatus und Wohlbefinden davon abhängt, in welchem sozialen und gesellschaftspolitischen Gefüge Familien leben (Nomaguchi und Milkie 2020). Dennoch birgt dieses Forschungsverständnis Fallstricke, da sich die Studien auf ausgewählte Begleitumstände des Kinderkriegens beziehen, die zumeist in strukturellen oder kontextuellen Lebensbedingungen von Familien begründet liegen. Als Folge finden Merkmale des Kindes oder das Erleben von Elternschaft keine systematische Berücksichtigung.

Als Ergänzung zu den bisher bestehenden Forschungsergebnissen zielt die vorliegende Teilstudie darauf ab, zu prüfen, inwiefern das Kind (operationalisiert über das Alter des jüngsten Kindes, die Anzahl der im Haushalt lebenden Kinder und kindliche Verhaltenscharakteristika) und das Erleben der Elternrolle (Überforderung vs. keine Überforderung durch die Aufgaben als Mutter/Vater) Unterschiede im Wohlbefinden zwischen Eltern und nicht-Eltern erklären können. Als Gradmesser individuellen subjektiven Wohlbefindens finden dafür drei Globalindikatoren Anwendung. Zum einen die Allgemeine Lebenszufriedenheit, ein Indikator für Depressivität (WHO-5-Wellbeing-Index) und die Zufriedenheit mit den Möglichkeiten das Leben selbst zu gestalten. Als partnerschaftsrelevante Dimension subjektiven Wohlbefindens wird die Partnerschaftszufriedenheit betrachtet. Datengrundlage dafür der DJI-Survey AID:A II Aufwachsen in Deutschland: Alltagswelten aus dem Jahr 2014. Aus diesem Querschnittsdatensatz wurde eine Teilstichprobe von N = 2 308 Zielpersonen ausgewählt.

4.2 Forschungsfragen

Ausgehend von den bisher geschilderten Forschungsbefunden umfasst der folgende Abschnitt die zugrundeliegenden Forschungsfragen und abgeleiteten Annahmen. Forschungshypothesen werden nur dann aufgestellt, wenn einschlägige empirische Ergebnisse oder eindeutige theoretische Modellannahmen für eine gerichtete Annahme bestehen. Fehlt es jedoch an hinreichend einschlägigen Befunden, werden stattdessen Forschungsfragen formuliert. Das erfolgt meist dann, wenn Forschungslücken adressiert werden (Döring und Bortz 2016). Die Darstellung dieses Abschnitts hangelt sich an den einzelnen relevanten, unabhängigen Variablen entlang (erhöhte Verhaltensanforderungen des Kindes, Erleben der Elternrolle, Alter und Anzahl der Kinder), deren Prüfung im primären Erkenntnisinteresse steht.

Kindliche Verhaltensanforderungen

Kindliche Verhaltensanforderungen erwiesen sich, insbesondere im Rahmen der Parenting-Stress-Forschung, als relevante Prädiktoren elterlichen Wohlbefindens. Ausgangspunkt ist, dass elterliche Belastung dann höher ist, wenn Kinder erhöhte sozial-emotionale, gesundheitliche oder behaviorale Anforderungen an ihre Eltern stellen (Nomaguchi und Milkie 2020). Mehrere Studien bestätigten den negativen Effekt erhöhter kindlicher Verhaltensanforderungen hinsichtlich unterschiedlicher Indikatoren elterlichen Wohlbefindens (z. B. Theule et al. 2011; Theule et al. 2012). Es ist vor diesem Hintergrund grundsätzlich davon auszugehen, dass erhöhte Verhaltensanforderungen des Kindes elterliches Wohlbefinden minimieren. Obwohl Mütter und Väter Elternschaft unterschiedlich erleben und diese soziale Rolle mit verschiedenen Anforderungen an beide Geschlechter einhergeht (Rendtorff 2007), sind nicht nur Mütter von den negativen Effekten kindlicher Verhaltensanforderungen betroffen. Vereinzelte Studien unterstützen die Annahme, dass kindliche Verhaltensmerkmale ebenso das väterliche Wohlbefinden einschränken können (z. B. McBride et al. 2002). Im Rahmen des Vergleichs des Wohlbefindens von Eltern und kinderlosen Personen fehlt es allerdings bislang an einschlägigen empirischen Ergebnissen, die veranschaulichen, inwiefern sich erhöhte Anforderungen durch Verhaltenscharakteristika des Kindes auf das Wohlbefinden (Autonomieerleben, Lebenszufriedenheit, Wellbeing und Partnerschaftszufriedenheit) von Müttern und Väter im direkten Vergleich zu kinderlosen Frauen und Männern auswirken. Deshalb wird die folgende Forschungsfrage aufgestellt, die im Rahmen der Datenanalyse beantwortet wird:

I):

Inwiefern sind Verhaltensanforderungen des Kindes relevant für Unterschiede im subjektiven Wohlbefinden (Autonomieerleben, Lebenszufriedenheit, Wellbeing, Partnerschaftszufriedenheit) zwischen Müttern im Vergleich zu kinderlosen Frauen und zwischen Vätern im Vergleich zu kinderlosen Männern?

Erleben der Elternrolle

Das Parenting-Stress-Modell (Abidin 1992) hat der elterlichen Evaluation bzw. der subjektiven Einschätzung der äußeren Anforderungen vor dem Verständnis als Mutter oder Vater, und damit dem Erleben des eigenen Selbst in der Elternrolle (Self-as-parent), Relevanz für die Entstehung von Belastung zugewiesen. Zentrale theoretische Annahme ist, dass äußere Anforderungen der Eltern nicht immer auf direktem Wege zu Einschränkungen des Wohlbefindens führen, sondern vor allem die Evaluation dieser Anforderungen als schwierig, belastend oder überfordernd. Die allgemeine Stressforschung konnte bestätigen, dass vor allem das subjektive Erleben einer Situation als belastend, prädiktiv für Indikatoren subjektiven Wohlbefindens ist und weniger die objektiven Stressauslöser (z. B. Haley et al. 1987; Tsai und Pai 2016; Clyburn et al. 200). Im Kontext von Elternschaft konnte ebenfalls gezeigt werden, dass elterliche Situationsevaluationen und Kognitionen in Bezug auf die Elternrolle einen Einfluss auf das Wohlbefinden haben, etwa, dass ein hohes Selbstwirksamkeitserleben in der Elternrolle depressive Symptome abmildert (O'Neil et al. 2009). Es ist davon auszugehen, dass ein Belastungs- und Überforderungserleben zu einem niedrigeren elterlichen Wohlbefinden führt, das Kinderlose so nicht erleben. Insgesamt liegen allerdings keine aufschlussreichen Befunde vor, die eine Ableitung von gerichteten Forschungshypothesen über den Einfluss des Erlebens der Elternrolle auf die verschiedenen Aspekte des Wohlbefindens von Eltern im direkten Vergleich zu kinderlosen Personen zulassen. Aus diesem Grund wird folgende Forschungsfrage aufgestellt, die im Rahmen der Datenanalyse beantwortet wird:

II):

Inwiefern ist das subjektive Erleben der Elternrolle relevant für Unterschiede im subjektiven Wohlbefinden (Autonomieerleben, Lebenszufriedenheit, Wellbeing, Partnerschaftszufriedenheit) zwischen Müttern im Vergleich zu kinderlosen Frauen und zwischen Vätern im Vergleich zu kinderlosen Männern?

Alter der Kinder

Je nach Alters- und Entwicklungsstand des Kindes, müssen Eltern mit unterschiedlichen Herausforderungen zurechtkommen. Während die ersten Lebensjahre der Kinder durch große physische, selbstregulative, soziale und kognitive Entwicklungsschritte geprägt sind, in denen die heranwachsenden Kinder auf die enge Betreuung, Pflege und Fürsorge ihrer Eltern angewiesen sind, nimmt die Autonomie und Eigenständigkeit mit zunehmendem Alter zu und mündet in der Pubertät schließlich in physischen und emotionalen Ablösungsprozessen vom Elternhaus (für einen Überblick z. B. Lohaus und Vierhaus 2019). Kindliche Alters- und Entwicklungsphasen schaffen damit unterschiedliche Rahmenbedingungen elterliche Wohlbefindens.

Im Vergleich des Wohlbefindens von Eltern und kinderlosen Personen fanden Evenson und Simon (2005) beispielsweise höhere Depressionswerte bei Eltern mit abhängigen Kindern unter 18 Jahren im Haushalt, im Vergleich zur kinderlosen Vergleichsgruppe. In einer sehr frühen Studie von Umberson und Gove (1989) wiesen Eltern mit unter 18-jährigen Kinder niedrigere Happiness-Werte auf als Non-Parents. Vanassche et al. (2013) fanden wiederum keine signifikanten Unterschiede im allgemeinen Lebensglück und der Zufriedenheit mit dem Familienleben zwischen Eltern mit unter sechs jährigen Kindern und kinderlosen Personen. Dies bestätigte sich sowohl für Väter als auch für Mütter. Lebten jedoch ältere Kinder (Altersgruppe: Sechs- bis 17-Jährige) im Haushalt, wiesen Mütter und Väter signifikant niedrigere Happiness-Werte auf als die jeweilige kinderlose Vergleichsgruppe. Für Mütter mit Kindern in dieser Altersspanne zeigte sich darüber hinaus eine größere Unzufriedenheit mit dem Familienleben, im direkten Kontrast zu kinderlosen Frauen (Vanassche et al. 2013). In der Partnerschafts- oder Ehequalität bestehen ebenfalls Niveauunterschiede zwischen Eltern mit Kindern unterschiedlichen Alters und kinderlosen Personen, die vor allem zwischen kinderlosen Frauen und Müttern mit (Klein)Kindern ausgeprägt sind (Twenge et al. 2003). In Studienergebnissen von Negraia und Augustine (2020) spiegeln sich im Grunde ebenfalls keine eindeutigen Befunde wider, welche Wohlbefindensunterschiede zwischen Eltern, gestaffelt nach Alter des jüngsten Kindes, im direkten Vergleich zu Non-Parents angenommen werden können. Jede Phase schafft eigene Ausgangsbedingungen elterlichen Wohlbefindens. Deshalb wird die folgende Forschungsfrage aufgestellt, die im Rahmen der Datenanalyse beantwortet wird:

III):

Inwiefern ist das Alter des Kindes relevant für Unterschiede im subjektiven Wohlbefinden (Autonomieerleben, Lebenszufriedenheit, Wellbeing, Partnerschaftszufriedenheit) zwischen Müttern im Vergleich zu kinderlosen Frauen und zwischen Vätern im Vergleich zu kinderlosen Männern?

Anzahl der Kinder

Zur Wirkung der Anzahl der Kinder auf das elterliche Wohlbefinden, liegen grundsätzlich eindeutigere Befunde vor. Unterschiedliche Ergebnisse weisen darauf hin, dass eine höhere Kinderanzahl auch höhere Anforderungen für die Eltern bedeuten (z. B. Wilhelm 2015; Lavee et al. 1996). Zur Anzahl der Kinder gilt es die Befundlage im Kontext des Vergleichs von Eltern und nicht-Eltern allerdings kritisch zu prüfen. Vorrangig, da längsschnittliche Analysen zum Einsatz kommen, die den Effekt weiterer Kinder auf das elterliche Wohlbefinden untersuchen. Für die Lebenszufriedenheit deutete sich an, dass vor allem das erste Kind einen Anstieg dieser Wohlbefindensdimension bewirkt, für weitere Kinder kein oder ein niedrigerer Anstieg zu verzeichnen ist, jeweils im Vergleich zur kinderlosen Vergleichsgruppe (z. B. Angeles 2010; Pollmann-Schult 2014; Baranowska und Matysiak 2011; Myrskylä und Margolis 2014). Diesen Analysen liegt allerdings eine grundlegend andere Information zugrunde, als einem querschnittlichen Vergleich zwischen Eltern z. B. mit einem Einzelkind oder mehreren Kindern und kinderlosen Personen. Da für die vorliegenden Analysen (Einteilung von Elterngruppen nach der Anzahl der Kinder, im Kontrast zu kinderlosen Frauen und Männern) keine vergleichbaren Studienergebnisse vorliegen, wird folgende Forschungsfrage aufgestellt, die im Rahmen der Datenanalyse beantwortet wird:

IV):

Inwiefern ist die Anzahl der Kinder relevant für Unterschiede im subjektiven Wohlbefinden (Autonomieerleben, Lebenszufriedenheit, Wellbeing, Partnerschaftszufriedenheit) zwischen Müttern im Vergleich zu kinderlosen Frauen und zwischen Vätern im Vergleich zu kinderlosen Männern?

4.3 Methode

4.3.1 Stichprobe

Die relevanten Zielpersonen (N = 2 308) aus dem Datensatz von AID:A II, setzen sich aus insgesamt n = 825 Eltern (35.7 %) zusammen, von denen n = 518 (62.8 %) Mütter und n = 307 (37.2 %) Väter sind, die zum Erhebungszeitpunkt jeweils mit ihrem Partner oder ihrer Partnerin und einem oder mehreren Kindern zusammen in einem Haushalt lebten. Der andere Teil der Stichprobe besteht aus n = 1 483 (64.3 %) kinderlosen Personen. Die Elternstichprobe beschränkt sich auf Kernfamilien, das heißt, Adoptiv- oder Stieffamilien wurden ausgeschlossen. Grund dafür ist die zu geringe Anzahl an Fällen, die eine Adoptivfamilie (n = 5) oder respektive eine Stieffamilie (n = 71) ausmachten. Dieses Subsample eignet sich einerseits nicht für Subanalysen aufgrund der geringen Fallanzahl, andererseits muss bei den Fällen davon ausgegangen werden, dass sie potenziell einen Einfluss auf das Wohlbefinden haben und dementsprechend die Ergebnisse verzerren könnten. Deshalb wurden sie für die Ausgangsstichprobe nicht berücksichtigt.

Die befragten Frauen (n = 821, 55.3 %) und Männer (n = 662, 44.7 %) ohne Kinder wohnten zum Befragungszeitpunkt ebenfalls jeweils mit ihrem Partner oder ihrer Partnerin in einem gemeinsamen Haushalt. Für die Auswahl dieser n = 1 483 kinderlosen Frauen und Männer wurde festgelegt, dass sie bis zum Befragungszeitpunkt noch nie Kinder hatten. Das betrifft, ob im Haushalt lebend oder nicht, leibliche, Stief-, Pflege- und Adoptivkinder, als auch verstorbene Kinder. Dieses Kriterium stellt zudem sicher, dass der Partner oder die Partnerin ebenfalls bis zum Zeitpunkt der Befragung noch keine Kinder hatte. Zugleich wurde das Vorliegen einer Schwangerschaft in der Gruppe der kinderlosen Personen ausgeschlossen. Das heißt, Fälle, in denen die weibliche Zielperson selbst oder, bei befragten männlichen Zielpersonen, die jeweilige Partnerin schwanger waren, wurden nicht berücksichtigt, da eine erste Schwangerschaft in engem Zusammenhang mit dem Wohlbefinden steht (Keizer et al. 2010). Dies betraf insgesamt n = 129 als zunächst kinderlos identifizierte Frauen und Männer. Damit wäre der Status der Kinderlosigkeit nicht mehr gegeben gewesen. Die wichtigsten soziodemographischen Merkmale der Stichprobe sind in Tabelle 4.1 dargestellt.

Aufgrund der spezifischen Altersschneidung in AID:A II umfasst die vorliegende Stichprobe insgesamt vergleichsweise junge Befragungspersonen (M = 27.95, SD = 3.20), wobei die befragten Eltern im Schnitt 2.64 Jahre und damit signifikant älter waren als die kinderlose Vergleichsgruppe, t(2 306) = 20.70, p < .001. Dieser signifikante Altersunterschied zwischen Eltern und kinderlosen Personen bestätigte sich auch differenziert nach dem Geschlecht. Befragte Mütter waren im Mittel 29.72 Jahre alt (SD = 2.48) und damit rund 3.18 Jahre älter als die befragten kinderlosen Frauen (M = 26.53, SD = 3.21), t(1 337) = 19.19, p < .001. Zwischen Vätern (M = 29.55, SD = 2.47) und der Vergleichsgruppe der kinderlosen Männer (M = 27.59, SD = 3.02) zeigte sich ein etwas geringerer Altersunterschied. Väter waren durchschnittlich 1.96 Jahre älter, dennoch war die Differenz auch hier statistisch signifikant, t(967) = 9.92, p < .001. Mit gesondertem Blick auf die Elternstichprobe bestand weder eine statistisch bedeutsame Altersdifferenz zwischen den Geschlechtern, t(823) = −0.93, p = .35, noch ein signifikanter Unterschied im Alter der befragten Mütter und Väter zum Zeitpunkt der Geburt des ersten Kindes, t(822) = 1.95, p = .05. Väter waren bei der Geburt des ersten Kindes im Schnitt 26.51 Jahre alt (SD = 3.34), für Mütter ergab sich ein Mittelwert von 26.03 Jahren (SD = 3.40). Im Licht der spezifischen Altersverteilung in der Gesamtstichprobe wird deutlich, dass viele Eltern vergleichsweise junge Kinder hatten. So ergab sich für das jüngste Kind ein Durchschnittsalter von 2.05 Jahren (SD = 2.27), für das älteste Kind ein Mittelwert von 5.85 Jahren (SD = 3.07). Bei rund 51.2 % (n = 422) der Zielpersonen fiel das jüngste Kind in das Säuglings- oder Babyalter (Altersbereich null- bis ein Jahr). Bei 48,8 % (n = 402) der befragten Eltern war das Kind älter als ein Jahr. Bei der Mehrheit dieser Eltern, deren Kind über ein Jahr alt war, lag das Alter des jüngstens Kindes allerdings im Altersbereich zwischen zwei und sechs Jahren (90.0 %, n = 362), nur bei 10.0 % (n = 38) dieser befragten Mütter und Väter war das Kind älter als sechs Jahre. Für den Vergleich des Wohlbefindens zwischen Eltern, differenziert nach dem Alter des jüngsten Kindes und kinderlosen Personen, wird in diese zwei Elterngruppen unterschieden (Eltern mit einem Kind im Altersbereich zwischen null und einem Jahr und Eltern mit Kindern ab dem Alter von zwei Jahren). Die Durchschnittsanzahl der im Haushalt lebenden Kinder betrug 1.46 Kinder (SD = 0.65), wobei Mütter tendenziell mehr Kinder hatten als Väter, t(823) =  −2.42, p = .01. Analog zum Alter des jüngsten Kindes ließen sich Mütter und Väter nach der Anzahl der im Haushalt lebenden Kinder in zwei Kategorien einteilen, nach denen sie jeweils mit der kinderlosen Vergleichsgruppen kontrastiert werden können. In n = 501 (60.7 %) Mütter und Väter, die jeweils mit einem Kind im Haushalt lebten und in 39.3 % (n = 324) Eltern, die mit ihrem Partner oder ihrer Partnerin bereits mehr als ein Kind hatten. Allerdings ist hier, zusätzlich zu den Verteilungen zu erwähnen, dass die deutliche Mehrheit der Mütter und Väter in der Gruppe mit mehr als einem Kind lediglich zwei Kinder hatte (n = 271, 83.6 %). Mehrkindfamilien befanden sich daher kaum im Datensatz. Lediglich 16.4 % (n = 53) der Eltern hatten angegeben drei oder mehr Kinder zu haben, wobei die Maximalanzahl bei einem einzigen Fall bei fünf Kindern lag.

Hinsichtlich des Familienstandes offenbarte sich erwartungsgemäß, dass ein bedeutend größerer Anteil der Eltern verheiratet war (n = 682, 82.7 %) im Kontrast zum Anteil verheirateter Paare in der kinderlosen Vergleichsgruppe (n = 281, 19.0 %). Kinderlose Zielpersonen lebten somit zu einem weit größeren Anteil in einer nichtehelichen Lebensgemeinschaft (n = 1 202, 81.0 %) als Mütter und Väter der Elternstichprobe (n = 143, 17,3 %), $\chi^{2}$ (1, N = 2 308) = 885.14, p < .001¹. Dieses Bild spiegelte sich auch im geschlechterdifferenzierten Vergleich zwischen einerseits kinderlosen Frauen und Müttern, $\chi^{2}$ (1, N = 1 339) = 509.71, p < .001., und andererseits zwischen Vätern und kinderlosen Männern wider, $\chi^{2}$ (1, N = 969) = 371.52, p < .001.

In Bezug auf Rahmenbedingungen, die die Lebenssituation, die finanziellen und sozialen Handlungsspielräume von Personen mitdefinieren kam zum Vorschein, dass Mütter, im Vergleich zu Vätern, zu gleichen Anteilen ein hohes, mittleres und niedriges Bildungsniveau aufwiesen. In der Elternstichprobe bestand kein statistisch bedeutsamer Zusammenhang zwischen dem Geschlecht und dem Bildungsniveau, $\chi^{2}$ (2, N = 825) = 0.05, p = .97. Letzteres gilt ebenfalls für die Stichprobe der kinderlosen Personen, in der Frauen und Männer zu gleichen Anteilen in den einzelnen Bildungskategorien repräsentiert waren, $\chi^{2}$ (2, N = 1 483) = 1.59, p = .45. Vergleicht man jedoch die Elternstichprobe mit den kinderlosen Zielpersonen wird deutlich, dass hier ein signifikanter Zusammenhang zwischen dem Bildungsniveau und dem Elternschaftsstatus bestand, da Eltern, unter den Erwartungswerten, anteilsmäßig signifikant seltener ein hohes Bildungsniveau aufwiesen, als kinderlose Personen. Mit anderen Worten, kinderlose Personen hatten signifikant häufiger mindestens einen Fachhochschulabschluss, $\chi^{2}$ (2, N = 2 308) = 74.40, p < .001. Das zeigte sich auch im geschlechterdifferenzierten Vergleich. So war insbesondere der Anteil der hochgebildeten Mütter (n = 222, 42.9 %) bedeutend kleiner, als der Anteil der hochgebildeten kinderlosen Frauen (n = 488, 59.4 %), $\chi^{2}$ (2, N = 1 339) = 49.71, p < .001. Vergleichbare Verteilungsunterschiede bestanden auch bei den kinderlosen Männern und Vätern, $\chi^{2}$ (2, N = 969) = 25.86, p < .001. An dieser Stelle muss jedoch darauf hingewiesen werden, dass, trotz des Bildungsunterschieds zwischen Eltern und nicht-Eltern, in der Gesamtstichprobe proportional viele mittel- bis hochgebildete Personen vertreten waren, die mit einem prozentualen Anteil von insgesamt 96.2 % (n = 2 224) den größeren Anteil aller Befragten ausmachten, im Gegensatz zu etwa 3.8 % (n = 84) niedrig gebildeten Zielpersonen, die keinen Abschluss oder maximal einen Hauptschulabschluss mit Berufsausbildung erworben hatten. In der Eltern- als auch Kinderlosen-Stichprobe spiegelten sich diese Verteilungen ebenfalls wieder, wie Tabelle 4.1 zu entnehmen ist. Hinsichtlich des Nettoäquivalenzeinkommens, das im Haushalt von Familien und kinderlosen Personen durchschnittlich im Monat zur Verfügung stand, zeigten sich ebenfalls Unterschiede nach dem Elternschaftsstatus. So hatten kinderlose Zielpersonen (M = 2 130.61 €, SD = 1 105.45 €) mit einer Differenz von 497.78 € im Monat, im Gegensatz zu Eltern (M = 1 632.82 €, SD = 647.84 €), einen signifikant größeren finanziellen Spielraum, t(2 179) =  −11.52, p < .001. Diese Niveauunterschiede im durchschnittlichen Nettoeinkommen des gesamten Haushalts, welches an der Anzahl und dem Alter der im Haushalt lebenden Personen relativiert wurde, spiegelten sich ebenfalls zwischen Müttern und kinderlosen Frauen, t(1 262) =  −10.35, p < .001, sowie zwischen Vätern und kinderlosen Männern wider, t(915) =  −5.52, p < .001.

Besonders im Umfang der Erwerbstätigkeit kam auf Ebene der Daten die sich durch Kinder oftmals verändernde Lebensrealität von Eltern zum Ausdruck. Wobei dies vorrangig Mütter betraf. Während kinderlose Frauen (n = 725, 88.3 %) bedeutend häufiger vollzeiterwerbstätig waren, traf dies im direkten Vergleich auf einen bedeutend kleineren Anteil an Müttern (n = 100, 19,3 %) zu. Im Umkehrschluss waren Mütter, das lag vermutlich auch am Alter des jüngsten Kindes, zum Befragungszeitpunkt häufiger nicht erwerbstätig (n = 262, 50.6 %) als kinderlose Frauen (n = 19, 2.3 %), sowie signifikant häufiger in einer Teilzeiterwerbstätigkeit oder in geringerem Stundenumfang beschäftigt (n = 156, 30,1 %). Im direkten Vergleich arbeiteten kinderlose Frauen nur mit einem Anteil von 9.4 % (n = 77) in Teilzeit oder einem geringeren Stundenumfang, $\chi^{2}$ (2, N = 1 339) = 676.48, p < .001. Dass vor allem Mütter ihre Erwerbsrealität anpassen und ihre Berufstätigkeit für einige Zeit zugunsten der Kinder aussetzen, bekräftigt die Häufigkeitsverteilung der nichterwerbstätigen Mütter. Rund 69.1 % (n = 177) der Mütter, die angegeben hatten, zum Erhebungszeitpunkt Zuhause zu sein, waren im Mutterschutz oder in Elternzeit, weitere 30.9 % (n = 79 %) ordneten sich der Kategorie der Hausfrauen zu. Mütter, die sich arbeitslos oder -suchend gemeldet hatten, waren nicht vertreten. Väter passen ihren Erwerbsumfang dagegen in vielen Fällen nicht an die neue Familienrealität an. Das zeichnete sich auch in der vorliegenden Stichprobe ab, da für männliche Zielpersonen nach Elternschaftsstatus kein Unterschied im Erwerbsumfang bestand. Väter arbeiteten zu einem ähnlich hohen Prozentanteil in Vollzeit und waren ähnlich selten in Teilzeit oder geringerem Stundenumfang beschäftigt oder nicht erwerbstätig, wie kinderlose Männer, $\chi^{2}$ (2, N = 968) = 0.76, p = .68. Dementsprechend waren die befragten Väter (n = 286, 93.2 %) bedeutend häufiger in einer Vollzeitbeschäftigung angestellt als die befragten Mütter (n = 100, 19.3 %). Im direkten Vergleich zu den Vätern berichteten Mütter deshalb im Gegenzug bei weitem häufiger Zuhause zu sein oder in Teilzeit zu arbeiten, $\chi^{2}$ (2, N = 825) = 422.47, p < .001. Die unterschiedlichen Erwerbsumfänge in denen Mütter und Väter arbeiteten, schlugen sich dann in der geschlechtsspezifischen Erwerbsaufteilung der Paare nieder. Ein Großteil der befragten Zielpersonen der Elternstichprobe hatten mit ihrem jeweiligen Partner oder mit ihrer jeweiligen Partnerin eine traditionelle Aufteilung der Erwerbsarbeit gewählt. 52.8 % der Väter (n = 161) gaben an, dass sie erwerbstätig waren (in der Regel in Vollzeit) während ihre Partnerin nicht erwerbstätig war. Spiegelverkehrt berichteten 49.5 % (n = 256) der befragten Mütter, nicht erwerbstätig zu sein, während ihr Partner berufstätig war. Die jeweils umgekehrte Aufteilung der bezahlten Arbeit, in der der Vater nicht erwerbstätig ist und die Mutter arbeitet, war hingegen kaum vertreten (Väter: n = 5, 1.6 %; Mütter: n = 9, 1.7 %). Neben der Aufteilung in das Modell Vater-ist-erwerbstätig/Mutter-ist-nicht-erwerbstätig bestand die zweitgrößte Gruppe der Erwerbsaufteilung, sowohl in der Substichprobe der Mütter als auch der Väter, in einem Modell, in dem beide berufstätig waren (ungeachtet des Erwerbsumfangs). 43,6 % (n = 133) der Väter berichteten, dass sie und ihre Partnerin berufstätig waren. Bei den befragen Müttern berichteten das 47.8 % (n = 247). Unter den erwarteten Häufigkeiten waren Mütter und Väter damit nicht gleichwertig in den einzelnen Kategorien der verschiedenen Erwerbsmodelle vertreten, $\chi^{2}$ (3, N = 822) = 382.33, p < .001. Im Vergleich nach Elternschaftsstatus offenbarte sich, dass, obgleich sich Väter nicht im Erwerbsumfang von den kinderlosen Männern unterschieden, bedeutende Unterschiede in der partnerschaftlichen Erwerbsaufteilung bestanden. Väter waren entscheidend häufiger der Haupternährer der Familien (52.8 %, n = 161), während ihre Partnerin nicht berufstätig war. Kinderlose Männer fielen hingegen, unter den erwarteten Häufigkeiten, bedeutend seltener in diese Kategorie (n = 22, 3.3 %), $\chi^{2}$ (3, N = 960) = 340.07, p < .001. Als Pendant dazu ergab sich im Vergleich der Frauen nach Elternschaftsstatus, dass Mütter (n = 256, 49.5 %), im Gegenzug zu kinderlosen Frauen (n = 19, 2.3 %), bedeutend häufiger in der Gruppe vertreten waren, in der der Partner arbeitete, während sie selbst Hausfrauen waren oder sich in Elternzeit oder Mutterschutz befanden, $\chi^{2}$ (3, N = 1 333) = 444.19, p < .001.

Eltern blickten im Schnitt bereits auf eine Partnerschaftsdauer von 9.15 Jahren (SD = 3.85) zurück, während die Gruppe der kinderlosen Befragten im Schnitt eine deutlich kürzere Partnerschaftsdauer aufwies (M = 5.58, SD = 3.36), t(2 305) = 23.17, p < .001. Differenziert nach dem Geschlecht bestätigte sich dieses Bild, sowohl Mütter als auch Väter waren signifikant länger mit ihrem jeweiligen Partner oder ihrer Partnerin zusammen als die erfassten kinderlosen Frauen und Männer, Frauen: t(1 336) = 18.17, p < .001; Männer: t(967) = 13.82, p < .001.

Tabelle 4.1 Zentrale soziodemographische Merkmale der Stichprobe

4.3.2 Instrumente

Allgemeine Lebenszufriedenheit

Die Informationen zur allgemeinen Lebenszufriedenheit wurden, in Anlehnung an die im Sozioökonischen Panel (SOEP) gängige Erfassung der allgemeinen Lebenszufriedenheit, mittels einer Single-Item-Skala (Deutsches Institut für Wirtschaftsforschung und SOEP 2013) erhoben. Im Anschluss an die Frage „Alles in allem, wie zufrieden sind Sie mit Ihrem Leben insgesamt?“ sollten die befragten Zielpersonen ihre subjektiv empfundene Lebenszufriedenheit von Sehr zufrieden (1) bis Überhaupt nicht zufrieden (6) einschätzen. Hierbei handelt es sich um eine endpunktbenannte Skala (Porst 2014). Das sind Ratingskalen, bei denen nur die beiden äußersten Werte bzw. die Endwerte mit Kategorien definiert sind, während die Abstufungen, im vorliegenden Fall von 2 bis 5, nicht mit Labeln versehen werden. Eine so formulierte Antwortskala erfüllt die Voraussetzungen einer Intervallskala (Porst 2014). Befragte schätzten die Lebenszufriedenheit somit zwischen den gesetzten Endpunkten Sehr zufrieden bis Überhaupt nicht zufrieden frei ein. Zur besseren Interpretation der Ergebnisse in den späteren statistischen Analysen wurde die Skala vorab umkodiert, so dass eins nun als niedrigster Wert für die geringste Zufriedenheit und sechs als höchster Wert für die größte Zufriedenheit steht.

Die Erfassung des subjektiven Wohlbefindens mit Hilfe der allgemeinen Lebenszufriedenheit hat sich nicht nur als eine gängige Methode für die Untersuchung des Wohlbefindens von Eltern etabliert, sondern hat auch in anderen Themenbereichen Einzug gehalten (als Beispiele siehe etwa Schilling und Wahl 2002; Roeser et al. 2013; Bennett und Riedel 2013). Insbesondere, da Ergebnisse unterschiedlicher Studien in einem Überblicksartikel darauf hinweisen, dass die Erfassung der Lebenszufriedenheit eine valide und ökonomische Messung des Wohlbefindens von Menschen darstellen kann (Diener et al. 2013), auch mittels einer Single-Item-Skala (Beierlein et al. 2014; Lucas und Brent Donnellan 2012).

Autonomieerleben

In AID:A II wurden darüber hinaus Zufriedenheiten auf unterschiedlichen Lebensbereichen erfasst. Von Interesse für die anschließenden Analysen ist die Zufriedenheit mit den Möglichkeiten, das Leben selbst zu gestalten. Die sechsstufige Antwortskala wurden ebenfalls umgepolt, so dass hohe Werte eine hohe Zufriedenheit zum Ausdruck bringen.

Depressivität

Der WHO-Five Wellbeing-Index stellt ein valides und etabliertes Kurzscreening-Instrument zur Erfassung subjektiven Wohlbefindens dar, insbesondere einer Depression bzw. depressiven Symptomatik (Krieger et al. 2014; Newnham et al. 2010; Topp et al. 2015; Hermanns 2007) und wurde in AID:A II in einer deutschsprachigen Version erhoben. Der Index umfasst insgesamt fünf positiv formulierte Items [„In den letzten zwei Wochen war ich froh und guter Laune“ oder „(…) habe ich mich ruhig und entspannt gefühlt“]. Die Befragten konnten diese Aussagen auf einer endpunktbenannten Skala von Zu keinem Zeitpunkt (1) bis Die ganze Zeit (6) bewerten. Um die Werte des Index nach den Standards der WHO auswerten und interpretieren zu können, wurde die Skala in den ursprünglichen Wertebereich transformiert, der von At no time (0) bis All of the time (5) reicht. Den Auswertungsstandards folgend, wurde im Anschluss ein Summenindex aus allen fünf Items gebildet, der einen Wertebereich von minimal Null (Absence of Wellbeing) bis maximal 25 (Maximal Wellbeing) umfasst (Topp et al. 2015). Dieser Summenwert wird anschließend mit dem Faktor vier multipliziert, so dass ein Wertebereich von 0 bis 100 entsteht. Dieser Wertebereich kann als Prozentskala interpretiert werden, wobei niedrige Werte ein niedriges, hohe Werte ein hohes Wohlbefinden indizieren (World Health Organization 1998). Für die Gesamtstichprobe fällt Cronbachs α, als Gütemaß für die innere Konsistenz (Eckstein 2016) einer Skala, den Richtwerten nach Blanz (2015) folgend, akzeptabel aus (α = .76) und weist damit auf eine zufriedenstellende Reliabilität der Skala hin. Ähnliche Reliabilitäten zeigten sich auch in den Substichproben (Mütter: α = .72; Väter: α = .74; kinderlose Frauen: α = .79; kinderlose Männer: α = .76)².

Partnerschaftszufriedenheit

Zur Erfassung der Zufriedenheit im Rahmen der Partnerschaft wurde, analog zur Lebenszufriedenheit, auf eine Single-Item-Skala zurückgegriffen, die in etwas anderem Wortlaut auch in pairfam zum Einsatz kommt, als ein Indikator für Partnerschaftsqualität (Thönnissen et al. 2020). Dieses Item geht auf die, nach Sander und Böcker (1993) ins Deutsche übersetzte, Version der Relationship Assessment Scale (RAS) (Hendrick 1988; Hendrick et al. 1998) zurück. Das Originalinstrument erfasst anhand von sieben Fragen die Zufriedenheit mit der Partnerschaft, wobei ein Item speziell nach der generellen Zufriedenheit mit der Paarbeziehung fragt [„In general, how satisfied are you with your relationship?“ (Hendrick 1988, S. 94)]. Die deutsche Übersetzung dieses Einzelitems wurde in AID:A II, als Indikator für die Partnerschaftszufriedenheit, mit folgendem Wortlaut adaptiert „Wie zufrieden sind Sie insgesamt mit Ihrer Partnerschaft?“. Die endpunktbenannte Antwortskala reicht von Sehr zufrieden (1) bis Überhaupt nicht zufrieden (6) und wurde, analog zur allgemeinen Lebenszufriedenheit, umgepolt.

Verhaltensanforderungen des Kindes

Verhaltensanforderungen des jüngsten Kindes wurden mit zwei verschiedenen Instrumenten erfasst, die sich nach dem Alter und dem Entwicklungsstand des jüngsten Kindes richten. Für das jüngste Kind der Familie, im Altersbereich zwischen null und drei Jahren, kam eine verkürzte Version der zwei Skalen Affect und Activity zur Erfassung des kindlichen Temperaments aus dem Sozioökonomischen Panel (SOEP) (Fragebogen Mutter und Kind) (SOEP 2010) zum Einsatz. Ausgehend von einem Expertenreport von Pauen und Vonderlin (2007) laufen im SOEP seit 2003 diese zwei Skalen mit jeweils drei Items zur Erfassung kindlichen Temperaments, die auf Basis des Infant Behavior Questionnaire (IBQ) (Rothbart 1981; Rothbart et al. 2001; deutsche Version überprüft von Pauli-Pott et al. 2003) angepasst und entwickelt wurden (Richter et al. 2017).

In Anlehnung daran sammeln in AID:A II die drei, auch im SOEP verwendeten Items der Skala Affect, Informationen über Temperamentsaspekte des Kindes, wie dem Grad der Irritabilität oder wie gut oder schlecht sich das Kind beruhigen lässt („Wie würden Sie ihr Kind beschreiben? Mein Kind ist leicht erregbar und weint häufig; Mein Kind ist schwer zu trösten“). Zusätzlich erfasst ein Item „Mein Kind ist neugierig und aktiv“ die Subdimension Activity. Diese Temperamentsmerkmale des Kindes konnten jeweils auf einer endpunktbenannten Skala von Trifft voll und ganz zu (1) bis Trifft überhaupt nicht zu (5) abgestuft werden. Die Skala Affect mit drei Items wies allerdings für die Elternstichprobe eine inakzeptable Reliabilität auf (α = .44), genauso wurde für alle vier Items beider Skalen zusammengenommen keine zufriedenstellende Reliabilität erreicht (α = .45). Bei zusätzlicher faktorenanalytischer Überprüfung³ der Items bestätigte sich darüber hinaus, dass die Items nicht durch ein gemeinsames dahinterliegendes Konstrukt abgebildet werden konnten, da kein Faktor mit einem Eigenwert größer als eins extrahiert werden konnte⁴. Eine eindimensionale Faktorenstruktur hätte unter Umständen ein Entscheidungskriterium dafür bieten können, alle vier Items als einen Indikator kindlichen Temperaments zu verwenden, da sie durch ein gemeinsames dahinterliegendes Konstrukt abgebildet worden wären. Jedoch war dies hier nicht der Fall. Aus diesem Grund wurde für die vorliegenden Analysen entschieden, nur die zwei negativ formulierten Einzelitems der Skala Affect zu verwenden, da sie inhaltlich am besten eine erhöhte Anforderung durch das kindliche Verhalten abbilden. Dazu wurden die zwei ausgewählten Items jeweils umgepolt, so dass hohe Werte auf den Items einheitlich schwierigere Temperamentseigenschaften anzeigen. Anschließend wurde für jedes Item ein Cut-Off-Wert bestimmt. Werte von drei bis fünf, die auf den beiden Items jeweils anzeigen, dass das Kind schwerer zu trösten war oder häufiger weinte, wurden in der jeweiligen dichotomen Dummy-Kodierung mit dem Wert eins verstehen, der erhöhte Anforderungen durch das kindliche Temperament bedeutet. Alle anderen Werte (1,2) wurden mit null kodiert und indizieren keine erhöhten Anforderungen durch Verhaltensmerkmale des Kindes. Insgesamt berichteten so über die Hälfte der Eltern über keine erhöhten Anforderungen in Bezug auf das Kind (n = 383, 57.5 %), während n = 283 (42.5 %) der Mütter und Väter angaben, dass ihr Kind manchmal leicht erregbar, häufiger weinte und/oder schwerer zu trösten war.

War das jüngste Kind der befragten Zielpersonen wiederum vier Jahre alt oder älter, wurden kindliche Verhaltensmerkmale mittels des Strength and Difficulties Questionnaire (SDQ) (Goodman 1997), in einer deutschsprachigen Version nach Woerner et al. (2002), erhoben. Der SDQ stellt ein mehrdimensionales Screeninginstrument kindlicher Verhaltensauffälligkeiten und -stärken dar und umfasst insgesamt 25 Items, die auf fünf Subskalen sowohl negative als auch positive Verhaltensmerkmale erfassen (Woerner et al. 2002). Für die vorliegenden Analysen finden die vier Subskalen Hyperaktivität, externalisierende Verhaltensauffälligkeiten, Verhaltensprobleme mit Gleichaltrigen und Emotionale Probleme Verwendung. Die Items dieser Subskalen erfassen die jeweiligen Verhaltensmerkmale auf einer dreistufigen Skala von Eindeutig zutreffend (1), Teilweise zutreffend (2) bis Nicht zutreffend (3). Im Gegensatz zur endpunktbenannten Skala, handelt es sich hierbei um eine verbalisierte Ordinalskala, bei der jedem Punktwert der Antwortskala eine definierte Kategorie zugewiesen ist (Porst 2014). Zunächst wurden alle negativ formulierten Items umgepolt, so dass, analog zur Auswertungsweise des SDQ, hohe Werte stets auf einen problematischen Verhaltensaspekt hindeuteten. Zugleich wurden die Werte der Antwortskalen an die Originalskalen des SDQ angepasst, so dass die Abstufungen von eins bis drei in die Abstufung von null bis zwei transformiert wurden. Für die Frage: „Wie würden Sie Ihr Kind beschreiben? Unruhig, überaktiv, kann nicht lange stillsitzen“ liegt die umgepolte Bewertungsskala nach diesem Schritt somit im Bereich von Nicht zutreffend (0), Teilweise zutreffend (1) bis Eindeutig zutreffend (2). Davon ausgehend wurde für jede Subdimension einzeln der Summenscore gebildet, der jeweils zwischen einem Minimum von null Punkten und einem Maximum von zehn Punkten liegt. Anhand der Cut-off Vorgaben für die Elternbefragung gemäß der SDQ-Richtlinien, konnten die gemessenen Verhaltensmerkmale auf allen vier Subskalen jeweils dichotom kategorisiert werden. Die Kategorien ordnen das berichtete Verhalten einerseits dem Grenz- oder Problembereich (1) oder dem Normalbereich (0) zu. Auf der Hyperaktivitätsskala bedeuten sechs Punkte, dass das Verhalten des Kindes grenzwertig und ab sieben oder mehr Punkten auffällig ist. Externalisierende Verhaltensauffälligkeiten werden bei einem Wert von drei als grenzwertig eingestuft, Werte aber vier oder höher bedeuten, dass das Verhalten des Kindes in diesem Bereich auffällig ist. Emotionale Probleme fallen ab einem Summenscore von vier in den Grenzbereich und ab einem Wert von fünf oder höher in den Problembereich. Das Verhalten in Bezug auf Gleichaltrige wird mit drei Punkten als grenzwertig und ab einem Wert von vier als problematisch eingestuft (youthinmind 2016)⁵. Tabelle 4.2 kann für alle Eltern mit dem jüngsten Kind, das vier Jahre alt war oder älter, entnommen werden, in wie vielen Fällen das kindliche Verhalten auf den jeweiligen Subskalen als grenzwertig bzw. problematisch oder als im Normalbereich liegend eingestuft wurde. Es ist deutlich zu erkennen, dass das Verhalten des relevanten Kindes in den meisten Fällen als unproblematisch oder normal eingeschätzt und kindliche Verhaltensmerkmale dementsprechend seltener als grenzwertig oder problematisch eingestuft wurden.

Tabelle 4.2 Häufigkeitsverteilungen in der Elternstichprobe nach den Normwerten des Strength and Difficulties Questionnaire (SDQ) auf den einzelnen Subskalen

In Tabelle 4.3 springt ins Auge, dass die Reliabilitäten auf den einzelnen Subdimensionen insgesamt sehr schwach ausfielen, wie die Angaben zu Cronbachs Alpha für die gesamte Elternstichprobe und für die Teilstichproben der Mütter und Väter anzeigen. Da der SDQ jedoch ein viel eingesetztes und gut getestetes Instrument darstellt, wird, im Gegensatz zur Vorgehensweise mit den Skalen des kindlichen Temperaments, darauf verzichtet, Einzelitems auszuwählen. Der Trade-Off wäre in diesem Fall zu groß. Dadurch, dass das Befragungsprogramm die volle Originalversion des SDQ enthält, ohne Abweichungen des Wortlauts in den Itemformulierungen, kann trotz geringer interner Konsistenz auf die gut getesteten und damit verlässlichen Normwerte des SDQ zurückgegriffen werden. Diese erlauben eine möglichst genaue Beurteilung des kindlichen Verhaltens. Würde auf die Verwendung der Subdimensionen verzichtet, bestünde keine Möglichkeit mehr, das Verhalten nach vorgesehenen Normen zu klassifizieren. Keller und Langmeyer (2019) thematisieren in Bezug auf das häufiger auftretende Problem der geringen internen Konsistenz, dass sich vor allem für die Subskalen Externalisierende Verhaltensprobleme und Probleme mit Gleichaltrigen auch in anderen Studien eine geringe bis inakzeptable interne Konsistenz belegen lässt⁶. Als Grund dafür nennen sie, dass die geringe Itemanzahl pro Skala, die insgesamt für jede Subdimension versucht ein vergleichsweise breites Spektrum kindlicher Verhaltensmerkmale abzubilden, zu niedrigen Werten in der internen Konsistenz führen kann. Denn eine Reliabilitätsprüfung mittels Konsistenzanalyse, wie sie Cronbachs α vorsieht, setzt voraus, um akkurate Ergebnisse zu liefern, dass alle Items dasselbe Merkmal messen. Für diese Art der Analyse stellt eine zu große Heterogenität der Items also ein Problem dar (übertragen von Schermelleh-Engel und Werner 2012).

Tabelle 4.3 Ergebnisse der Reliabilitätsanalyse für die einzelnen Subskalen des SDQ

Im letzten Schritt wurden beide altersabhängigen Informationen zu Verhaltensmerkmalen des Kindes in eine gemeinsame Variable überführt. Die in diesem Zuge gebildete Dummy-Variable besteht aus zwei Kategorien. Die Kategorie mit dem Wert eins umfasst alle Fälle, die auf mindestens einer Dimension des SDQ oder mindestens auf einem Einzelitem des kindlichen Temperaments erhöhte Anforderungen durch das kindliche Verhalten angegeben hatten. Die zweite Kategorie mit dem Wert null zeigt an, dass aus Sicht der Zielperson keine erhöhten Anforderungen hinsichtlich des kindlichen Verhaltens vorlagen. Von insgesamt n = 817 validen Elterninformationen über das Verhalten des Kindes hatten 56.3 % (n = 460) der Eltern das kindliche Verhalten als unproblematisch eingeschätzt. Die restlichen 43.7 % (n = 357) Mütter und Väter hatten auf mindestens einem der genannten Verhaltensaspekte angegeben, dass ihr Kind erhöhte Anforderungen an sie stellte. Im Vergleich der Mütter- und Väterangaben zeigten sich keine bedeutenden Unterschiede in den Häufigkeitsverteilungen auf die zwei Kategorien, $\chi^{2}$ (1, N = 817) = 0.14, p = .70.

Erleben der Elternrolle

In AID:A II wurde das Erleben der Elternrolle mit Hilfe des Items „Meine Aufgaben als Mutter/Vater überfordern mich“ auf einer sechsstufigen, endpunktbenannten Antwortskala erfasst, wobei hohe Werte jeweils ein hohes Überforderungsniveau signalisieren. Für die Analysen des Vergleichs zwischen Eltern und kinderlosen Personen wurden die Eltern, je nach erlebtem Überforderungsniveau, in zwei Kategorien unterteilt. In jene Eltern, die kein Überforderungserleben als Mutter oder Vater berichteten und das Item mit den Werten eins oder zwei einstuften. Und in eine Gruppe von Eltern, für die eine milde, mittlere oder starke Überforderung zutraf, da sie die Aussage mit einem Wert ab drei, bis maximal mit dem Endpunktwert der Skala Trifft voll und ganz zu (5) eingestuft hatten. Rund 74.5 % (n = 615) der Eltern hatten angegeben, sich gar nicht in der Elternrolle überfordert zu fühlen, 25.5 % (n = 210) berichteten über ein mittleres bis hohes Überforderungsgefühl. Die Gruppe der Zielpersonen, die (noch) keine Kinder hatte, bildet in den Analysen jeweils die Referenzgruppe zu den zwei unterschiedenen Elterngruppen. Es kam zum Vorschein, dass Mütter im Schnitt etwas höhere Werte auf diesem Item erzielt hatten (M = 2.16, SD = 1.29) und ihr Mittelwert damit signifikant höher war als der der Väter (M = 1.83, SD = 1.17), t(823) =  −3.69, p < .001.

Alter des jüngsten Kindes und Anzahl der im Haushalt lebenden Kinder

Zu den kindbezogenen Anforderungen von Elternschaft, die in dieser Teilstudie untersucht werden, zählen das Alter des jüngsten Kindes, sowie die Anzahl der Kinder. Für die Vergleichsanalysen wurde die Elternstichprobe zum einen auf Basis des Alters des jüngsten Kindes (in Jahren) und zum anderen anhand der Anzahl der Kinder, die im gemeinsamen Haushalt leben, eingeteilt. Kinderlose Personen bilden dabei jeweils die Referenzgruppe. Die Gruppen nach dem Alter des jüngsten Kindes teilen sich ein in Eltern, deren jüngstes Kind zwischen null und einem Jahr alt war und in Eltern, deren jüngstes Kind zwei Jahre alt war oder älter. Die Unterteilung der Elternstichprobe nach der Anzahl der Kinder resultierte wiederum in einer Elterngruppe, die ein Kind hatte und in einer Elterngruppe, die mit mehr als einem Kind in einem gemeinsamen Haushalt zusammenlebten. Die Häufigkeitsverteilungen wurden bereits in der Stichprobenbeschreibung berichtet.

Alter der Befragungspersonen

Für den Vergleich zwischen Eltern und nicht-Eltern wurde das Alter der befragten Zielpersonen zum Zeitpunkt der Erhebung verwendet, das in Jahren vorliegt.

Bildungsniveau

Die Bestimmung des Bildungsniveaus basiert grundsätzlich auf dem international anerkannten Klassifizierungssystem CASMIN⁷ (König et al. 1988). Für die Einteilung der Bildungsgruppen wurde jedoch das angepasste CASMIN-Schema herangezogen, das einige der ursprünglichen Kategorien weiter ausdifferenziert (Brauns und Steinmann 1997). Es wurde demnach unterteilt in Zielpersonen, die in einem Haushalt mit hohem Bildungsabschluss lebten. Hier stellt der höchste erworbene Bildungsabschluss mindestens einen Fachhochschulabschluss dar. Die Vergleichsgruppe bilden Zielpersonen, deren höchster Bildungsabschluss einem mittleren oder niedrigen Bildungsniveau entspricht. In dieser Stichprobe schließt das Zielpersonen ein, die mindestens einen Hauptschulabschluss und maximal die Fach- oder Hochschulreife (Abitur) erworben haben. Die Zusammenfassung dieser beiden Kategorien wurde vor dem Hintergrund der Stichprobenverteilung entschieden. Wie sich bereits andeutete, waren sowohl in der Elternstichprobe als auch in der Stichprobe der kinderlosen Personen nur wenige Fälle mit niedrigem Bildungsniveau vertreten. Die Zusammenfassung dieser beiden Bildungslevel vermeidet damit, dass Gruppen mit zu kleinen Fallanzahlen in die Analysen eingehen, was zu verzerrten Ergebnissen führen könnte.

Erwerbsmodell

Die Variable des Erwerbsmodells wurde aus Perspektive der Zielperson konstruiert. Sie erfasst jeweils, wie sich die Befragungsperson die bezahlte Erwerbsarbeit mit ihrem Partner oder ihrer Partnerin aufteilt, unabhängig vom Stundenumfang. Die Häufigkeitsverteilungen auf die einzelnen partnerschaftlichen Erwerbsarrangements wurden bereits im Rahmen der Stichprobenbeschreibung berichtet. Für die Analysen wurde eine Dummy-Variable konstruiert, die das Erwerbsmodell, in dem beide Partner erwerbstätig sind, mit allen anderen Kombinationen vergleicht.

Ökonomische Situation des Haushalts

Die objektive ökonomische Situation des Haushalts wurde mittels des Nettoäquivalenzeinkommens in die Analysen einbezogen. Dieses ist das, nach der Anzahl und dem Alter der im Haushalt lebenden Personen gewichtete, gesamte erwirtschaftete Nettoeinkommen, das einem Paar oder einer Familie monatlich zur Verfügung steht. Nach der überarbeiteten OECD Berechnungsformel wird der Person, die das Haupteinkommen des Haushalts verdient, ein Faktor von 1,0 zugewiesen, alle anderen Haushaltsmitglieder erhalten, differenziert nach dem Alter, entweder einen Faktor von 0,5 (dies betrifft Personen ab 14 Jahren) oder 0,3 (für Haushaltsmitglieder unter 14 Jahren zu). Anschließend wird das angegebene Nettohaushaltseinkommen durch die Summe der Berechnungsfaktoren dividiert (Bundesministerium für Arbeit und Soziales 2020; Statistisches Bundesamt 2020). Eine Skala zur subjektiv erlebten ökonomischen Deprivation des Haushalts erfasst zusätzlich auf drei nach Schwarz et al. (1997) formulierten und adaptierten Items die Knappheit finanzieller Mittel im Haushalt. Im Anschluss an die vorgelegten Aussagen (z. B.: „Bei uns ist das Geld meistens knapp.“), sollten die Befragten auf einer Skala von Stimmt voll und ganz (1) bis Stimmt überhaupt nicht (6) einstufen, wie sehr diese Aussagen auf ihre persönliche finanzielle Situation zutreffen. Nachdem die Antwortskalen der zwei negativ formulierten Items umkodiert wurden, wurde im letzten Schritt der Mittelwert aus den drei Items für jede Befragungsperson gebildet, bei dem hohe Werte ein hohes Erleben subjektiver ökonomischer Belastung bedeuten. Die drei Items wiesen in der Gesamtstichprobe eine akzeptable bis gute innere Konsistenz auf (α = .80), genauso wie in den Substichproben (Mütter: α = .81; Väter: α = .78; kinderlose Frauen: α = .76; kinderlose Männer: α = .81). Väter (M = 2.63, SD = 1.18) wiesen ein signifikant höheres finanzielles Belastungserleben auf als kinderlose Männer (M = 2.26, SD = 1.15), t(966) = 4.61, p < .001. Ähnliche Unterschiede traten auch bei den Müttern (M = 2.59, SD = 1.27) im Kontrast zur kinderlosen weiblichen Vergleichsgruppe (M = 2.17, SD = 1.06) zu Tage, t(1 334) = 6.38, p < .001.

Familienstand und Dauer der Partnerschaft

Als letzte Information, die Aufschluss über die Rahmenbedingungen der Lebenssituation der befragten Frauen, Männer, Mütter und Väter gibt, wurde der Familienstand herangezogen, der in einer Variable jene Zielpersonen, die verheiratet sind und mit ihrem Partner oder ihrer Partnerin zusammenlebten, mit denen vergleicht, die zwar zusammenlebten, aber nicht verheiratet waren. Für die Betrachtung der Partnerschafszufriedenheit wurde zusätzlich die Dauer der Partnerschaft berücksichtigt, die in Jahren vorliegt.

4.3.3 Methodisches Vorgehen

Für alle Analysen werden hierarchische, lineare multiple Regressionsmodelle berechnet. Fehlende Werte werden listenweise ausgeschlossen. Der listenweise Ausschluss wurde zugelassen, da die fehlenden Werte zufällig und nicht systematisch zustande kamen. Dies wurde anhand des Little’s Test überprüft, der unterstellt, dass die fehlenden Werte reinzufällig zustande gekommen sind und weder von den beobachteten noch von unbeobachteten Variablen abhängig sind (Li 2013), $\chi^{2} - distance$ (N = 2 308) = 119.05, df = 104, p = .14. Ein nicht signifikantes Ergebnis des Tests indiziert, dass die fehlenden Werte auf allen untersuchten Variablen reinzufällig entstanden (ebd.).

Multiple Regressionsmodelle bieten den Vorteil, ein Set an mehreren kontinuierlichen und/oder kategorialen unabhängigen Variablen hinsichtlich ihres Effekts auf eine kontinuierliche, abhängige Variable zu prüfen (Mehmetoglu und Jakobsen 2017). Zugleich werden bei hierarchischen Modellen nicht alle Variablen gleichzeitig ins Modell eingeführt, sondern, auf Basis theoretischer Vorüberlegungen, stufenweise (Urban und Mayerl 2011). Dies erleichtert es, stabile aus auch instabile Effekte zu identifizieren und das Zusammenwirken der unabhängigen Variablen untereinander auf die abhängige Variable einzuschätzen (Urban und Mayerl 2011). Anders formuliert, kann unter so einer sequenziellen Vorgehensweise die theoretische Abhängigkeit der Prädiktoren untereinander berücksichtigt werden (Sedlmeier und Renkewitz 2018). Die Analysemethode bietet sich für die vorliegenden Daten an, da ein tieferer Einblick gelingt, inwiefern Unterschiede des Wohlbefindens zwischen den Vergleichsgruppen abhängig sind von zentralen Hintergrundvariablen, wie individuellen Merkmalen als auch Merkmalen des Lebenskontexts.

Im vorliegenden Fall werden in den Analysen des Vergleichs zwischen Eltern und nicht-Eltern jeweils die zentralen unabhängigen Variablen (Verhaltensanforderungen des Kindes, Erleben der Elternrolle, Alter des Kindes, Anzahl der Kinder) in einem eigenen, ersten Modell für jede einzelne Dimension subjektiven Wohlbefindens eingeführt. Die Variablen wurden dazu, wie bereits beschrieben, jeweils in ein Set an k – 1 Dummy-Variablen umgewandelt, um die jeweiligen Elterngruppen mit der kinderlosen Gruppe vergleichen zu können. Die Gruppe der kinderlosen Befragten stellt daher immer die Referenzgruppe dar. Der nächste Variablenblock umfasst individuelle Merkmale der Befragungspersonen (Alter) sowie kontextuelle Rahmenbedingungen (Bildung, Erwerbsmodell, ökonomische Situation, Partnerschaftsstatus und im Falle der Partnerschaftszufriedenheit, als abhängiger Variable, die durchschnittliche Dauer der Partnerschaft). Diese Vorgehensweise trägt der theoretischen Annahme Rechnung, dass insbesondere elterliches Handeln, Erleben und Wohlbefinden in unterschiedliche distale und proximale Kontexte eingebettet ist (Belsky 1984; Abidin 1992; Webster-Stratton 1990). Die näheren Einflussfaktoren, wie erhöhte Anforderungen in der Elternrolle, werden daher in einem ersten Schritt betrachtet und in einem zweiten Schritt die etwas weiteren kontextuellen Rahmenbedingungen der Lebenssituation eingeführt. Damit ordnen sich die Variablenblöcke nach ihrer theoretischen Wichtigkeit an, beginnend mit den wichtigsten Prädiktoren (zum Vorgehen z. B. Urban und Mayerl 2011).

In den Analysen zum Vergleich von Eltern und nicht-Eltern wird auf die Prüfung von Interaktionseffekten verzichtet. Frazier et al. (2004) mahnen in einem ausführlichen Methodenpaper zur Vorsicht, Interaktionseffekte in multiplen Regressionen mit kategorialen Variablen zu berechnen, wenn auf den einzelnen Kategorien der Variablen sehr ungleiche Stichprobenverteilungen herrschen. Das reduziert die Testpower und kann insgesamt zu verzerrten Ergebnissen führen. Da alle Analysen stets getrennt nach dem Geschlecht ausgegeben werden, entstehen relativ kleine Substichproben für Mütter und Väter, die mit einer jeweils größeren Substichprobe an kinderlosen Frauen oder Männern verglichen werden. Damit entsteht eine Ungleichverteilung auf die einzelnen Kategorien der Gruppenvariablen nach Elternschaftsstatus. Vor diesem Hintergrund soll in den Vergleichsanalysen der Eltern und kinderlosen Frauen und Männer auf die Berechnung von Interaktionstermen verzichtet werden, da diese im vorliegenden Fall mit höherer Wahrscheinlichkeit Schätzfehlern unterlegen wären.

Um die relative Relevanz der einzelnen Regressionskoeffizienten einschätzen und miteinander vergleichen zu können (Mehmetoglu und Jakobsen 2017; Kopp und Lois 2014), beinhaltet die Darstellung der berechneten Regressionsmodelle stets die standardisierten Regressionsgewichte β. Diese bewegen sich in einem Wertebereich von −1 bis + 1, wobei Werte < = 0.09 einen kleinen Effekt, Werte zwischen > = 0.1 und < = 0.2 einen moderaten und Werte > = 0.2 einen großen Effekt anzeigen (Mehmetoglu und Jakobsen 2017). Um die Güte des Modells einzuschätzen, wird zudem der korrigierte Determinationskoeffizient (adj. $R^{2}$) angegeben. Da sich in einem Regressionsmodell mit der Hinzufügung jedes weiteren Prädiktors oder Prädiktorensets der Wert des unkorrigierten Determinationskoeffizienten $R^{2}$ automatisch erhöht (Kopp und Lois 2014) und damit auch eine künstliche Erhöhung der Modellgüte, die zu falschen Schlüssen über die Aussagekraft der Prädiktoren führen kann (Mehmetoglu und Jakobsen 2017), wird der korrigierte Determinationskoeffizient präferiert. Nach Cohen (1988) liegt eine geringe Varianzaufklärung durch die Prädiktoren vor, wenn $R^{2}$ einen Wert von .02 annimmt, eine mittlere Varianzaufklärung liegt bei einem Wert von .13 und eine starke Varianzaufklärung bei einem Wert von .26. Es ist üblich, die Änderung des Koeffizienten $R^{2}$ mit jeder Hinzunahme weiterer Prädiktoren oder Prädiktorenblöcke anzugeben (Deutsche Gesellschaft für Psychologie 2016). $R^{2}$- Change [auch bezeichnet als Zuwachs an Erklärungskraft $\Delta R^{2}$ (Sedlmeier und Renkewitz 2018)] stellt jeweils die Zunahme des Determinationskoeffizienten $R^{2}$ von einem Schritt zum nächsten dar und gibt Aufschluss darüber, ob die Aufnahme weiterer Prädiktoren jeweils eine zusätzliche Varianzaufklärung der abhängigen Variable leistet (Wentura und Pospeschill 2015). $R^{2}$- Change wird bei allen hierarchischen Modellen mit ausgegeben.

Es wurde vorab mit dem Variance Inflation Factor (VIF) für die Gesamtstichprobe geprüft, ob zwischen den einzelnen Prädiktoren Multikolliniarität bestand. Ein VIF-Wert > 5 für eine Variable würde dies indizieren. Die VIF-Werte lagen für alle relevanten Studienvariablen weit unter diesem Wert, so dass kein Anlass dazu bestand anzunehmen, dass unabhängige Variablen im Modell einen zu hohen Anteil gemeinsamer Varianz aufwiesen (Mehmetoglu und Jakobsen 2017).

Bedingungen subjektiven Wohlbefindens

Die unterschiedlichen Bedingungen, die vor allem das Wohlbefinden von Eltern rahmen, wurden bereits ausführlich in Abschnitt 3.2. Bedingungen elterlichen Wohlbefindens diskutiert. Die Ausführungen veranschaulichten, dass sich das Alter der Befragungspersonen, das Bildungsniveau, die ökonomische Situation des Haushalts, das Erwerbsmodell und der Familienstand als relevante Hintergrundvariablen für das Wohlbefinden erwiesen. Aus diesem Grund werden diese Variablen in allen Analysen mitberücksichtigt. Im Rahmen der Berechnungen zur Partnerschaftszufriedenheit soll, zusätzlich zu diesem Set an Kontrollvariablen, die durchschnittliche Dauer der Partnerschaft mitberücksichtigt werden, die in Studien zur Partnerschaftszufriedenheit oder -qualität üblicherweise mitberücksichtigt wird (z. B. Huss und Pollmann-Schult 2020; Nussbeck et al. 2012). Vorranging, weil die durchschnittliche Dauer der Partnerschaft (Relationship Duration) einen Einfluss auf unterschiedliche Funktionsbereiche der Partnerschaft haben kann (z. B. Heiman et al. 2011; Hadden et al. 2014), wie beispielsweise die Sexualbeziehung (Schmiedberg und Schröder 2016) und damit relevant für das Wohlbefinden in der Partnerschaft ist. Die zu beantwortenden Forschungsfragen zu den relevanten unabhängigen Variablen gelten daher stets unter Konstanthaltung der genannten Einflussvariablen.

4.4 Interkorrelationen der Einzelaspekte subjektiven Wohlbefindens und deskriptive Ergebnisse

Vorab wurde in einem ersten Set an Korrelationsanalysen überprüft, ob alle ausgewählten Aspekte subjektiven Wohlbefindens (Lebenszufriedenheit, Autonomieerleben⁸, Wellbeing, Partnerschaftszufriedenheit) als Einzelaspekte betrachtet werden können, oder ob hier womöglich ein gemeinsames latentes Konstrukt zugrunde lag. Differenziert nach dem Geschlecht lassen sich die bivariaten Zusammenhänge für Mütter und Väter in der Stichprobe der Eltern jeweils als moderat⁹ einordnen (vgl.Tabelle 4.4). Für die Väter bestand der größte Zusammenhang zwischen der Lebenszufriedenheit und dem Autonomieerleben (r = .31, p < .001). Beide Aspekte teilten damit eine gemeinsame Varianz von 9 % (Determinationskoeffizient¹⁰ r² = .09), die als eher gering einzuschätzen ist. Für die Mütter korrelierten die Partnerschaftszufriedenheit und die Lebenszufriedenheit am höchsten miteinander (r = 0.42, p < .001) und teilten einen gemeinsamen Varianzanteil von 17 % (r² = .17).

Tabelle 4.4 Paarweise Korrelationen der abhängigen Variablen in der Elternstichprobe

In den Substichproben der kinderlosen Frauen und Männer fanden sich ähnliche Zusammenhänge (vgl. Tabelle 4.5). Für die kinderlosen Männer bestand der größte Zusammenhang ebenfalls zwischen dem Autonomieerleben und der Lebenszufriedenheit (r = .32, p < .001). Beide Aspekten teilten damit einen gemeinsamen Varianzanteil von 10 % (r² = .10). Für die kinderlosen Frauen ließ sich analog zu den Männern die größte Korrelation zwischen dem Autonomieerleben und der Lebenszufriedenheit ausmachen (r = .33, p < .001). Durch die insgesamt jedoch moderaten Zusammenhänge der Wohlbefindensaspekte untereinander, bestand kein Anlass weitergehend zu prüfen, inwiefern die einzelnen Dimensionen ein gemeinsames latentes Konstrukt abbildeten. Sie werden daher als jeweils eigenständige Inhaltsdimensionen subjektiven Wohlbefindens behandelt.

Deskriptive Ergebnisse zu den Wohlbefindensdimensionen

In einigen Studien zum Wohlbefinden von Eltern und nicht-Eltern findet sich in der Regel ein generell hohes Ausgangsniveau der einzelnen Wohlbefindensaspekte, auf denen Eltern und kinderlose Personen miteinander verglichen werden (z. B. Pollmann-Schult 2014, 2013). Eine ähnliche Tendenz zeichnete sich auch bei den erfassten Befragten der vorliegenden Stichprobe ab, mit Blick auf Tabelle 4.6. So wiesen die Befragten auf allen betrachteten Aspekten ein relativ hohes subjektives Wohlbefinden auf.

Tabelle 4.5 Paarweise Korrelationen der abhängigen Variablen in der Stichprobe der kinderlosen Befragten

Tabelle 4.6 Mittelwerte und Standardabweichungen für die zentralen abhängigen Variablen

4.5 Ergebnisse des Vergleichs des subjektiven Wohlbefindens zwischen Eltern und kinderlosen Personen

Die Ergebnisdarstellung folgt grundsätzlich einer festen Struktur. So gibt es für die berichteten Ergebnisse der zentralen unabhängigen Variablen (Verhaltensanforderungen des Kindes, Erleben der Elternrolle, Alter des jüngsten Kindes und Anzahl der Kinder) jeweils einen eigenen Textabschnitt. Im jeweiligen Abschnitt werden erst die Ergebnisse für die Väter im Vergleich zu den kinderlosen Männern berichtet. Im nächsten Schritt dann jeweils die Ergebnisse für die untersuchten Mütter im Vergleich zu den kinderlosen Frauen.

4.5.1 Kindliche Verhaltensanforderungen

Väter vs. kinderlose Männer

Im ersten Analyseset zur Bedeutung kindlicher Verhaltensanforderungen hinsichtlich des subjektiven Wohlbefindens im Vergleich von Vätern und kinderlosen, männlichen Befragten, existierten insgesamt sehr kleine Effekte. Die geschätzten standardisierten Regressionsgewichte werden in Tabelle 4.7 berichtet. Zunächst wird auf die Ergebnisse des Autonomieerlebens und der Lebenszufriedenheit eingegangen, im zweiten Schritt auf die Befunde zum Wellbeing und zur Partnerschaftszufriedenheit.

Autonomieerleben und Lebenszufriedenheit

Väter, die über erhöhte kindliche Verhaltensanforderungen berichteten (β = .02, p = .67), als auch Väter, die keine erhöhten kindlichen Verhaltensanforderungen angegeben hatten (β = .05, p = .28) unterschieden sich nicht signifikant von kinderlosen Männern in der Zufriedenheit, das Leben selbst zu gestalten (Tabelle 4.7, Modell 1). Der Zusammenhang zwischen der Gruppenzugehörigkeit nach dem Elternschaftsstatus und diesem Wohlbefindensindikator veränderte sich auch nicht unter Hinzunahme der individuellen Merkmale und der kontextuellen Rahmenbedingungen (siehe Tabelle 4.7, Modell 1 und Modell 2 im Vergleich). Im Regressionsmodell zur Lebenszufriedenheit zeigte sich wiederum, dass der Effekt der Verhaltensanforderungen des Kindes auf das Wohlbefinden teilweise von den individuellen und kontextuellen Lebensbedingungen der Väter abhängig war. Im ersten Modell ließen sich zunächst keine bedeutenden Unterschiede zwischen den Gruppen erkennen. Erst unter Hinzunahme der individuellen Merkmale (Alter der Befragten) als auch der kontextuellen Rahmenbedingungen bzw. der Merkmale der Lebenssituation (Bildung, Erwerbstätigkeitsmodell, Nettoäquivalenzeinkommen, erlebte finanzielle Belastung, Familienstand) unterschieden sich Väter, die über keine erhöhten verhaltensbedingten Anforderungen ihres Kindes berichteten (β = .08, p = .04), signifikant von den kinderlosen Männern (Tabelle 4.7, Modell 1 und Modell 2 zur Lebenszufriedenheit im Vergleich). Auch wenn der Effekt als minimal einzuschätzen ist, bedeutet er inhaltlich, dass erst unter Berücksichtigung der zentralen Einflussfaktoren, der positive Effekt ein Kind zu haben, das keine erhöhten Verhaltensanforderungen aufwies, im direkten Vergleich zu den kinderlosen Männern, zum Vorschein kam. Ein Kind mit erhöhten Verhaltensanforderungen führte für die untersuchten Väter wiederum nicht zu einer bedeutend niedrigeren Lebenszufriedenheit (β = .01, p = .71) im Kontrast zu den kinderlosen Männern.

Unter genauerer Betrachtung welche Mechanismen in den vorliegenden Daten wirkten, wird kurz exemplarisch betrachtet, inwiefern für sich genommen das Alter der Befragten und dann, für sich genommen, das Bildungsniveau den Unterschied in der Lebenszufriedenheit zwischen den Vergleichsgruppen beeinflusste. Nur unter Hinzunahme des Alters der befragten Männer, ohne gleichzeitige Berücksichtigung aller anderen Hintergrundvariablen, stellte sich beispielsweise heraus, dass der Unterschied in der Lebenszufriedenheit zwischen den Vätern mit Kind ohne erhöhte Verhaltensanforderungen und den kinderlosen Männern bereits tendenziell Signifikanz erreichte (β = .07, SE(β) = .07, p = .05). Mit Blick auf die genauen Zusammenhänge dieser Variablen untereinander wird klar, dass das Alter aller Befragten nicht mit der Lebenszufriedenheit korrelierte (r =  −0.01, p = .72). Damit war dieser Prädiktor unkorreliert mit dem Kriterium, erhöhte aber, nach Berücksichtigung im Regressionsmodell, die Vorhersagekraft der Gruppenvariable für die Lebenszufriedenheit. Damit handelt es sich hier um einen klassischen Suppressoreffekt (siehe z. B. Watson et al. 2013 zur klassischen Suppression). Der Unterschied zwischen Vätern mit Kind ohne erhöhte Verhaltensanforderungen und kinderlosen Männern erreichte wiederum unter Hinzuziehung des Bildungsniveaus, ohne gleichzeitige Berücksichtigung weiterer Variablen, Signifikanz (β = .08, SE(β) = .06, p = .02). Der dahinterliegende Mechanismus stellt ebenso einen Suppressoreffekt dar, in diesem Fall jedoch eine Reciprocal oder Cooperative Suppression (Watson et al. 2013). Dieser Mechanismus zeichnet sich dadurch aus, dass (wie im vorliegenden Fall) zwei unabhängige Variablen negativ miteinander assoziiert sind, aber jeweils positiv mit der abhängigen Variable zusammenhängen (Watson et al. 2013). In den vorliegenden Daten kann das bestätigt werden, da Väter mit Kind ohne erhöhte Verhaltensanforderungen, ohne Berücksichtigung von Hintergrundvariablen, im Mittelwertvergleich der Rohdaten, eine tendenziell höhere Lebenszufriedenheit aufwiesen als die kinderlosen Männer, t(778) =  −.13, p = .06¹¹. Damit war der Elternschaftsstatus bivariat positiv mit der Lebenszufriedenheit assoziiert. Weiterhin zeigte sich ein positiver Zusammenhang zwischen einem hohen Bildungsniveau und der allgemeinen Lebenszufriedenheit. Ein hohes Bildungsniveau ging bivariat mit einer höheren Lebenszufriedenheit einher als bei niedrig bis mittel Gebildeten, t(904) =  −4.41, p < .001. Allerdings stand der Elternschaftsstatus in den Rohdaten bivariat in negativem Zusammenhang mit dem Bildungsniveau, da die genannten Vätergruppen deutlich häufiger in der Gruppe der mittel bis niedrig Gebildeten vertreten waren als die kinderlosen befragten Männer, $\chi^{2}$ (2, N = 906) = 18.48, p < .001. Dementsprechend variierten die Vergleichsgruppen in ihrem Bildungsniveau, wobei die genannten Vätergruppen überhäufig niedrig bis mittel gebildet waren, die kinderlosen Männer im Vergleich häufiger hoch gebildet. An diesen Beispielen wird deutlich, dass mit der schrittweisen Hinzunahme weiterer Hintergrundvariablen, unterschiedliche Mechanismen zum Tragen kamen, die in ihrer Gänze nicht für jedes Modell detailliert erklärt werden können, insbesondere da ein ganzer Block unterschiedlicher Hintergrundvariablen berücksichtigt wurde. Auf einer übergeordneten Ebene lässt sich jedoch schließen, dass die individuellen und kontextuellen Merkmale im vorliegenden Fall wichtige Einflussgrößen für den Zusammenhang der Gruppenvariable (Väter vs. kinderlose Männer) mit der Lebenszufriedenheit darstellten. In den vorliegenden Analysen kam der positive Effekt, Kinder zu haben erst unter Berücksichtigung wichtiger soziodemographischer Merkmale zum Vorschein. Zusammengenommen leisteten die Variablen eine mittlere Varianzaufklärung, da sie rund 10 % der Varianz in der Lebenszufriedenheit erklären konnten.

Wellbeing und Partnerschaftszufriedenheit

Für den WHO-5-Wellbeing Indikator erschien ein sehr kleiner, aber stabiler Effekt für die Gruppe der Väter, die ein Kind mit erhöhten Verhaltensanforderungen hatte. Sie wiesen ein signifikant geringeres generelles Wohlbefinden auf (β =  −.09, p = .03) als die kinderlose Vergleichsgruppe. Dieser negative Effekt blieb auch unter Hinzunahme der weiteren Variablen bestehen und war damit relativ unbeeinflusst von den weiteren Bedingungen subjektiven Wohlbefindens. Jedoch ist der Wohlbefindensunterschied an sich sowie die erzielte Varianzaufklärung auf dem WHO-5-Wellbeing Indikator durch alle Prädiktoren als sehr gering einzuschätzen. Sie konnten nur rund 2 % der Varianz im allgemeinen Wellbeing erklären (siehe Tabelle 4.7).

Für die Partnerschaftszufriedenheit ergab sich noch einmal ein anderes Bild. Ohne Hinzunahme der kontextuellen Rahmenbedingungen bzw. der Merkmale der Lebenssituation, bestand ein positiver Effekt bei den Vätern, deren Kind keine erhöhten Verhaltensanforderungen aufwies. Sie waren in Modell 1 zufriedener mit ihrer Partnerschaft als die kinderlose Vergleichsgruppe (β = .11, p < .001). Dieser Unterschied verschwand jedoch unter Berücksichtigung des soziodemographischen Prädiktorensets (Modell 1 und Modell 2 zur Partnerschaftszufriedenheit im Vergleich, dargestellt in Tabelle 4.7). Zwischen diesen zwei Gruppen ließ sich damit nur dann ein positiver Elternschaftseffekt nachweisen, solange keine Merkmale der Lebenssituation berücksichtigt wurden. Zugleich deckte die Hinzunahme der kontextuellen Merkmale erst den negativen Effekt auf, ein Kind mit erhöhten Verhaltensanforderungen zu haben. Unter Kontrolle aller relevanten soziodemographischen Variablen kam zum Vorschein, dass diese Vätergruppe signifikant unzufriedener in ihrer Partnerschaft war (β =  −.10, p = .02) als die kinderlose Vergleichsgruppe. Hier trat der Nettoeffekt, ein Kind mit erhöhten Anforderungen zu erziehen, erst dann zu Tage, wenn alle weiteren Hintergrundvariablen berücksichtigt wurden und statistisch angenommen wurde, dass sich die zwei Vergleichsgruppen nicht hinsichtlich der zentralen soziodemographischen Merkmale unterschieden. In der Partnerschaftszufriedenheit konnte durch alle Prädiktoren zusammengenommen allerdings ebenfalls nur eine geringe Varianzaufklärung von 7 % erzielt werden.

Tabelle 4.7 Ergebnisse der Regressionsanalysen für die vier Inhaltsdimensionen subjektiven Wohlbefindens im Rahmen des Vergleichs zwischen Vätern, differenziert nach den Verhaltensanforderungen des Kindes und kinderlosen Männern

Mütter vs. kinderlose Frauen

Autonomieerleben und Lebenszufriedenheit

In den Analysen der Frauenstichprobe bestand ein positiver Effekt in der Zufriedenheit mit den Möglichkeiten, das Leben selbst zu gestalten, wenn Mütter ein Kind ohne verhaltensbedingte, erhöhte Anforderungen hatten (β = .10, p = .007) im direkten Vergleich zu den kinderlosen Frauen (siehe hierzu Tabelle 4.8, Modell 2 zum Autonomieerleben). Dieser Unterschied im Wohlbefinden, der insgesamt moderat ausfiel, kam auch hier erst unter Kontrolle aller relevanten Einflussfaktoren subjektiven Wohlbefindens zum Vorschein. Es zeigte sich, dass sich die Lebenssituationen von kinderlosen Frauen und Müttern bedeutend auf den berücksichtigten Merkmalen unterschieden. Mütter gaben beispielsweise an, egal in welche Gruppe sie fielen, höhere finanzielle Sorgen zu haben als die kinderlose Vergleichsgruppe. Erst wenn diese negativen Begleiterscheinungen von Elternschaft berücksichtigt wurden, kam der positive Effekt zum Vorschein, ein Kind zu haben, welches sich normal und altersgemäß entwickelte. Für Mütter, die ein Kind mit erhöhten Verhaltensanforderungen hatten verschwand der negative Effekt, da im letzten Modell keine bedeutende Differenz mehr (β = .01, p = .76) im Autonomieerleben im Vergleich zu den kinderlosen Frauen bestand (Tabelle 4.8, Modell 2 zum Autonomieerleben). Mütter mit einem sich normal entwickelnden Kind waren darüber hinaus minimal zufriedener mit ihrem Leben allgemein (β = .08, p = .03) als die kinderlosen Frauen (Tabelle 4.8, Modell 2 zur Lebenszufriedenheit). Dieser Effekt ist allerdings als gering einzuschätzen und offenbarte sich ebenfalls erst unter Kontrolle aller relevanten Einflussfaktoren. Die Varianzaufklärung aller Prädiktoren zusammengenommen bewegte sich für beide Aspekte subjektiven Wohlbefindens im niedrigen bis mittleren Bereich (Autonomieerleben: 8 %; Lebenszufriedenheit: 10 %).

Wellbeing und Partnerschaftszufriedenheit

Darüber hinaus fanden sich keine bedeutenden Unterschiede im Wellbeing Indikator zwischen den untersuchten Müttergruppen im Kontrast zur kinderlosen Vergleichsgruppe (Tabelle 4.8, Modell 2 zum Wellbeing). Um Unterschiede des Wellbeings in der Gesamtstichprobe der untersuchten Frauen, unabhängig davon, ob sie Kinder hatten oder nicht, aufklären zu können, erwiesen sich vor allem die Merkmale der Lebenssituation als relevant. Die Kontextbedingungen leisteten die meiste Varianzaufklärung. Insgesamt konnten alle unabhängigen Variablen allerdings lediglich 2 % der Varianz im Wellbeing aufklären und hatten damit keine besonders hohe Vorhersagekraft für diese unabhängige Variable.

In den Analysen zur Partnerschaftszufriedenheit trat ein relativ stabiler Effekt auf. Auch unter Hinzunahme des zweiten Variablenblocks bestand für beide Müttergruppen ein signifikant negativer Effekt, Kinder zu haben (Kind zeigte keine erhöhten Verhaltensanforderungen: β =  −.16, p < .001; Kind zeigte erhöhte Verhaltensanforderungen: β =  −.20, p < .001) im Vergleich zu den kinderlosen Frauen (Tabelle 4.8, Modell 2 zur Partnerschaftszufriedenheit). Die Anwesenheit eines Kindes, unabhängig davon, ob es erhöhte Verhaltensanforderungen an die Mütter stellte oder nicht, brachte eine größere Belastung für die Partnerschaft mit sich, die kinderlose Frauen in der Form nicht erlebten.

Mit Blick auf die Ergebnisse zu den Hintergrundvariablen, die ebenfalls Tabelle 4.8 entnommen werden können, bestanden sowohl in der Frauen- als auch Männerstichprobe Alterseffekte hinsichtlich des Autonomieerlebens und der Lebenszufriedenheit. Ältere Befragte wiesen im Schnitt niedrigere Werte auf diesen Indikatoren subjektiven Wohlbefindens auf als jüngere Befragte. Gleichzeitig spielte die subjektiv erlebte finanzielle Belastung eine wichtige Rolle für alle Dimensionen des Wohlbefindens. Höher eingeschätzte finanzielle Restriktionen bedeuteten stets niedrigere Werte des Wohlergehens. Die tatsächlich zur Verfügung stehenden finanziellen Ressourcen hatten wiederum in keiner Substichprobe einen substanziellen Einfluss. Weiterhin waren Zielpersonen, die mit ihrem Partner oder ihrer Partnerin verheiratet zusammenlebten zufriedener mit ihrem Leben allgemein und ihrer Partnerschaft. Die Varianzaufklärung der Prädiktoren fiel aber auch für die Partnerschaftszufriedenheit mittelmäßig aus (7 %).

Tabelle 4.8 Ergebnisse der Regressionsanalysen für die vier Inhaltsdimensionen subjektiven Wohlbefindens im Rahmen des Vergleichs zwischen Müttern, differenziert nach den Verhaltensanforderungen des Kindes und kinderlosen Frauen

4.5.2 Das Erleben der Elternrolle

Väter vs. kinderlose Männer

Autonomieerleben und Lebenszufriedenheit

Väter, die ein mittleres bis starkes Überforderungserleben in der Vaterrolle angegeben hatten, waren insgesamt unzufriedener mit den Möglichkeiten, ihr Lebens selbst zu gestalten (β =  −.08, p = .02) als nicht-Väter. Der negative Effekt schwächte sich zwar unter Hinzunahme individueller Merkmale und Charakteristika der Lebenssituation ab, blieb so jedoch im finalen Regressionsmodell bestehen (Tabelle 4.9, Modell 2 zum Autonomieerleben). Der Unterschied ist allerdings als sehr gering zu bewerten. Ging Elternschaft für die befragten Väter mit keinem Überforderungserleben einher, unterschieden sie sich in ihrem Autonomieerleben nicht substanziell von den kinderlosen befragten Männern (β = .08, p = .06). Kinderlose Männer und Väter, differenziert nach dem erlebten Überforderungsniveau durch die Aufgaben als Vater, unterschieden sich nicht signifikant hinsichtlich der allgemeinen Lebenszufriedenheit (Tabelle 4.9, Modell 2 zur Lebenszufriedenheit). In beiden Modellen bestand eine moderate Varianzaufklärung (Lebenszufriedenheit: 10 %, Autonomieerleben: 13 %)

Wellbeing und Partnerschafszufriedenheit

Die gebildeten Vätergruppen, nach dem Überforderungserleben in der Elternrolle, unterschieden sich auf dem Wellbeing Indikator nicht signifikant von den kinderlosen Männern (Tabelle 4.9, Modell 2 zum Wellbeing). Für die Partnerschaftszufriedenheit wiederum stellte sich heraus, dass der anfänglich positive Effekt bei Vätern, die sich nicht in ihrer Elternrolle überfordert fühlten, unter Hinzunahme des geschilderten Prädiktorensets verschwand. Der im bivariaten Modell deutlich positive Effekt der Elternschaft ohne Überforderungserleben verschwand damit unter Hinzunahme der Lebenssituation und war im finalen Modell nicht signifikant (β =  −.00, p = .99). Die teilweise andersgelagerten Rahmenbedingungen durch Elternschaft im Vergleich zur Kinderlosigkeit dämpften somit den anfänglich positiven Elternschaftseffekt (Tabelle 4.9, Modell 1 und 2 zur Partnerschafzufriedenheit im Vergleich).

Ein Überforderungserleben in der Elternrolle wirkte sich wiederum negativ auf die Partnerschaftszufriedenheit aus und führte bei diesen Vätern zu niedrigeren Werten (β =  −.13, p < .001), im Vergleich zu den kinderlosen befragten Männern (vgl. Tabelle 4.8, finales Modell 2 zur Partnerschaftszufriedenheit). Diese negative Differenz zu Lasten der Väter verstärkte sich unter Hinzunahme der Merkmale der Lebenssituation. Hier lässt sich ebenfalls ein Suppressoreffekt erkennen, da der negative Nettoeffekt des Überforderungserlebens in der Vaterrolle auf die Partnerschaftszufriedenheit im Kontrast zu den kinderlosen Männern erst unter Herauspartialisierung der Hintergrundvariablen des zweiten Variablenblocks stärker hervortrat. Ein Teil der Varianz der Unterscheidung in die genannte Elterngruppe und in kinderlose Männer wurde von den Prädiktoren dieses Blocks gebunden. Das führte dazu, dass der verbleibende Varianzanteil der Vergleichsvariable nach Elternschaftsstatus dann stärker mit der Partnerschaftszufriedenheit zusammenhing (zum Mechanismus der Suppression in Multiplen Regressionen z. B. Pituch und Stevens 2016).

Tabelle 4.9 Ergebnisse der Regressionsanalysen für die vier Inhaltsdimensionen subjektiven Wohlbefindens im Rahmen des Vergleichs zwischen Vätern, differenziert nach dem Erleben der Elternrolle und kinderlosen Männern

Mütter vs. kinderlose Frauen

Autonomieerleben und Lebenszufriedenheit

Bei den Müttern wies das Erleben der Elternrolle, als Differenzmerkmal zur kinderlosen weiblichen Vergleichsgruppe, ein etwas anderes Zusammenhangsmuster mit dem subjektiven Wohlbefinden auf als im Vergleich zwischen Vätern und kinderlosen Männern. Mütter, die über kein Überforderungsgefühl berichteten wiesen im finalen Regressionsmodell eine signifikant höhere Zufriedenheit mit dem Autonomieerleben auf (β = .13, p < .001) als die kinderlose Vergleichsgruppe befragter Frauen (Tabelle 4.10, Modell 2 zum Autonomieerleben). Dieser Unterschied war zunächst in Modell 1 nicht signifikant, unter Konstanthaltung der Merkmale der Lebenssituation erreichte die Differenz im zweiten Schritt dann jedoch statistische Signifikanz. Unter Berücksichtigung der zentralen Hintergrundvariablen, die vor allem auf die negativen Begleiterscheinungen von Elternschaft kontrollieren, wie finanzielle Sorgen, die in den Gruppen der Mütter höher waren als bei den kinderlosen Frauen, fiel der Nettounterschied im Autonomieerleben zugunsten der Mütter, die keine Überforderung durch die Aufgaben als Mutter erlebten, positiv aus, im Vergleich zu den kinderlosen Frauen. Mütter wiederum, die ein mittleres bis erhöhtes Überforderungsgefühl angegeben hatten, wiesen eine signifikant geringere Zufriedenheit mit den Möglichkeiten, das Leben selbst zu gestalten auf (β =  −.09, p = .009) als die kinderlosen Frauen. Dieser Effekt wurde zwar durch die Merkmale der Lebenssituation abgeschwächt, blieb aber trotzdem im finalen Regressionsmodell bestehen (siehe ebenfalls Tabelle 4.10, Modell 1 und 2 zum Autonomieerleben). Die unabhängigen Variablen konnten im Autonomieerleben insgesamt 10 % der Varianz aufklären.

Kein Überforderungserleben in der Mutterrolle führte schließlich auch zu einer minimal höheren Lebenszufriedenheit (β = .09, p = .02), im Vergleich zu den kinderlosen Frauen. Der positive Nettoeffekt Kinder zu haben, ohne ein begleitendes Überforderungsgefühl, trat dabei ebenso nach Konstanthaltung aller Hintergrundvariablen zum Vorschein. Erst das Herausrechnen der negativen Begleiterscheinungen von Elternschaft, offenbarte den positiven Effekt von Elternschaft für die Lebenszufriedenheit (Tabelle 4.10, finales Modell 2 zur Lebenszufriedenheit). Auf der Lebenszufriedenheit konnten die Prädiktoren insgesamt 8 % der unerklärten Varianz erklären. Das entspricht, genauso wie im Modell zum Autonomieerleben, einer mittleren Varianzaufklärung.

Wellbeing und Partnerschaftszufriedenheit

Für Mütter, die über eine Überforderung durch die Aufgaben als Mutter berichteten, zeigte sich für den WHO-5-Wellbeing Indikator ein einigermaßen stabiler negativer Effekt. Sie fühlten sich insgesamt unwohler als die kinderlose Vergleichsgruppe (β =  −.13, p < .001), selbst unter Berücksichtigung aller weiteren Bedingungen subjektiven Wohlbefindens. Der Unterschied ist als moderat einzustufen (vgl. Tabelle 4.10 Modell 2 zum Wellbeing). Mit Blick auf den Wert des adjusted R²des finalen Regressionsmodells, hatten die Prädiktoren insgesamt jedoch keine besonders hohe Vorhersagekraft für das Wellbeing. Sie konnten zusammengenommen etwa 4 % der Varianz im WHO-5-Wellbeing Indikator aufklären. Für die Partnerschaftszufriedenheit ließ sich ein ähnliches Zusammenhangsmuster erkennen, wie auch schon für die gebildeten Müttergruppen nach kindlichen Verhaltenscharakteristika, im Kontrast zur kinderlosen Vergleichsgruppe. Die Anwesenheit von Kindern, egal ob Mütter ein mittleres bis erhöhtes (β =  −.25, p < .001) oder kein Überforderungserleben (β =  −.15, p < .001) angegeben hatten, führte in beiden Müttergruppen zu einer signifikant geringeren Zufriedenheit mit der Partnerschaft als in der kinderlosen Vergleichsgruppe. Die Unterschiede blieben in ihrer Richtung und Stärke auch unter Hinzunahme der verschiedenen Hintergrundvariablen konstant und gewannen sogar unter Berücksichtigung der Merkmale der Lebenssituation an Stärke (Tabelle 4.10, Modell 1 und 2 zur Partnerschaftszufriedenheit im Vergleich). Allerdings waren Mütter, die Überforderungsgefühle benannten, noch unzufriedener mit ihrer Partnerschaft als Mütter, die über kein Überforderungserleben berichtet hatten. Dieser Unterschied erwies sich als statistisch signifikant (β = .21, p < .001¹²).

Tabelle 4.10 Ergebnisse der Regressionsanalysen für die vier Inhaltsdimensionen subjektiven Wohlbefindens im Rahmen des Vergleichs zwischen Müttern, differenziert nach dem Erleben der Elternrolle und kinderlosen Frauen

4.5.3 Alter des jüngsten Kindes

Väter vs. kinderlose Männer

Autonomieerleben und Lebenszufriedenheit

Differenziert nach dem Alter des jüngsten Kindes unterschieden sich Väter nicht in der Zufriedenheit mit dem Autonomieerleben von der kinderlosen Vergleichsgruppe. Dies veränderte sich auch nicht im zweiten Schritt des Regressionsmodells (ersichtlich in Tabelle 4.11, mit Blick auf die Ergebnisse zu Modell 1 und Modell 2 zum Autonomieerleben). Zugleich bestand keine bedeutende Differenz zwischen Vätern mit älteren Kindern und den kinderlosen Befragten in der Lebenszufriedenheit. Zwischen Vätern, mit dem jüngsten Kind im Altersbereich zwischen null und einem Jahr und der kinderlosen, männlichen Vergleichsgruppe ergab sich wiederum ein signifikanter Unterschied auf der Lebenszufriedenheit. Die genannte Vätergruppe fühlte sich insgesamt zufriedener mit ihrem Leben allgemein als die kinderlosen Männer (β = .11, p = .01). Dieser Zusammenhang war von Anfang an ersichtlich (Tabelle 4.11, Modell 1 und 2 zur Lebenszufriedenheit).

Wellbeing und Partnerschaftszufriedenheit

Für das Wellbeing und die Partnerschaftszufriedenheit hatte das Alter des jüngsten Kindes keinen Einfluss auf das Wohlbefinden der Väter im direkten Vergleich zu den kinderlosen befragten Männern. So unterschieden sich weder Väter der ersten noch der zweiten Gruppe, unterteilt nach dem Alter des jüngsten Kindes, von der kinderlosen Vergleichsgruppe. Für die Partnerschaftszufriedenheit zeigte sich zwar zunächst ein geringer positiver Effekt, bei Vätern mit Kind im Altersbereich zwischen null- und einem Jahr, im Kontrast zu den kinderlosen Männern. Jedoch verschwand dieser Effekt unter Berücksichtigung der Variablen des Lebenskontextes. Die Variabilität in der Partnerschaftszufriedenheit der männlichen Befragten ging damit vor allem auf die kontextuellen Rahmenbedingungen zurück, während der Elternschaftsstatus differenziert nach dem Alter des jüngsten Kindes keine Unterschiede in der Partnerschaftszufriedenheit erklärte. Die Ergebnisse sind in Tabelle 4.11 jeweils in den berechneten Modellen zum WHO-5 Wellbeing Indikator und der Partnerschaftszufriedenheit zu finden.

Tabelle 4.11 Ergebnisse der Regressionsanalysen für die vier Inhaltsdimensionen subjektiven Wohlbefindens im Rahmen des Vergleichs zwischen Vätern, differenziert nach dem Alter des jüngsten Kindes und kinderlosen Männern

Mütter vs. kinderlose Frauen

Autonomieerleben und Lebenszufriedenheit

Die Einteilung nach dem Alter des jüngsten Kindes ergab, im Vergleich zwischen Müttern und kinderlosen Frauen, ein ähnliches Zusammenhangsmuster für das Autonomieerleben und die Lebenszufriedenheit wie im Vergleich der Väter mit den kinderlosen Männern. Mütter, egal in welche Gruppe sie nach dem Alter des jüngsten Kindes fielen, unterschieden sich nicht signifikant von kinderlosen Frauen in der Zufriedenheit, mit den Möglichkeiten das Leben selbst zu gestalten. Ähnlich wie die Vätergruppe berichteten Mütter, deren jüngstes Kind zwischen null und einem Jahr war, allerdings über eine höhere Lebenszufriedenheit als kinderlose Frauen. Dieser Effekt verstärkte sich unter Berücksichtigung der zentralen soziodemographischen Variablen und kann im finalen Modell als insgesamt mittelmäßig eingestuft werden (β = .10, p = .009). Alle unabhängigen Variablen zusammengenommen konnten für die abhängige Variable der Lebenszufriedenheit eine mittelmäßige bis geringe Varianzaufklärung leisten (10 %). Die Befunde können in Tabelle 4.12 jeweils in den berechneten Regressionsmodellen zum Autonomieerleben und zur Lebenszufriedenheit nachvollzogen werden.

Wellbeing und Partnerschaftszufriedenheit

Die Müttergruppen, unterteilt nach dem Alter des jüngsten Kindes, unterschieden sich, genauso wie die Väter, nicht hinsichtlich des allgemeinen Wohlbefindens (Wellbeing), von der kinderlosen Vergleichsgruppe, wie Tabelle 4.12 und dem Modell 2 zum WHO-5 Wellbeing Indikator zu entnehmen ist. An diesem Zusammenhang konnte auch die Hinzunahme der weiteren Prädiktoren nicht rütteln. Im Gegensatz zu den Vätern offenbarte sich der konsistent dämpfende Effekt, den die Anwesenheit von Kindern auf die Partnerschaftszufriedenheit der Mütter hatte, im Vergleich zu den kinderlosen befragten Frauen. Egal in welche Gruppe Mütter fielen, sie waren weniger zufrieden mit ihrer Partnerschaft als die befragten kinderlosen Frauen (Jüngstes Kind zwischen null bis einem Jahr: β =  −.14, p < .001; Jüngstes Kind zwei Jahre alt oder älter: β =  −.21, p < .001, Tabelle 4.12, finales Modell 2 zur Partnerschaftszufriedenheit).

Tabelle 4.12 Ergebnisse der Regressionsanalysen für die vier Inhaltsdimensionen subjektiven Wohlbefindens im Rahmen des Vergleichs zwischen Müttern, differenziert nach dem Alter des jüngsten Kindes und kinderlosen Frauen

4.5.4 Anzahl der Kinder

Väter vs. kinderlose Männer

Autonomieerleben und Lebenszufriedenheit

Mit Blick auf die Anzahl der Kinder bestanden keine Unterschiede im subjektiven Wohlbefinden zwischen Vätern, die ein Einzelkind hatten und kinderlosen Männern. Das gilt sowohl für die Lebenszufriedenheit als auch für das Autonomieerleben (Tabelle 4.13, Modelle zum Autonomieerleben und zur Lebenszufriedenheit). Auch die Hinzunahme der soziodemographischen Variablen änderte nichts an diesem Zusammenhang. Obwohl mehr Kinder mit höheren Einschränkungen für Eltern einhergehen können, zeichnete sich ab, dass eine höhere Kinderanzahl einen positiven Einfluss auf Wohlbefindensunterschiede zwischen Vätern und kinderlosen Männern hatte, zugunsten der Väter. In beiden Regressionsmodellen konnte unter Herauspartialisierung der Einschränkungen, die oftmals mit Elternschaft einhergehen (z. B. größere finanzielle Sorgen) der positive Nettoeffekt, zwei oder mehr Kinder zu haben aufgedeckt werden. Väter wiesen eine minimal höhere Zufriedenheit mit dem Autonomieerleben auf, fielen sie in die Gruppe mit zwei oder mehr Kindern (β = .08, p = .03). Gleichermaßen fiel die Lebenszufriedenheit für diese Vätergruppe etwas höher aus als für die männliche Kontrastgruppe (β = .10, p = .01, siehe ebenfalls Tabelle 4.13).

Wellbeing und Partnerschaftszufriedenheit

Die Anzahl der Kinder war darüber hinaus mit keinen bedeutenden Unterschieden im Wellbeing zwischen Vätern und kinderlosen Männern verknüpft, da sich keine der Vätergruppen auf dem WHO-5-Wellbeing Indikator von der kinderlosen Referenzgruppe unterschied (vgl. Tabelle 4.13 finales Modell 2 zum Wellbeing). Hinsichtlich der Partnerschaftszufriedenheit hatte die Anzahl der Kinder einen negativen Effekt. So waren Väter mit zwei oder mehr Kindern unzufriedener in ihrer Partnerschaft als die untersuchten kinderlosen Männer (β =  −.11, p = .006). Der negative Effekt war dabei vor allem von den kontextuellen Bedingungen abhängig, die maßgeblich dazu beitrugen, dass der Unterschied auf diesem Wohlbefindensindikator im finalen Modell Signifikanz erlangte (Tabelle 4.13). Rechnet man alle Begleitumstände von Elternschaft heraus, zeigte sich damit für die Väter auf der Partnerschaftszufriedenheit ein negativer Effekt zwei oder mehr Kinder zu haben, im Vergleich zu den kinderlosen Männern. Nur ein Kind zu haben hatte im ersten Modell einen positiven Effekt auf die Partnerschaftszufriedenheit der Väter im direkten Vergleich zu den kinderlosen Männern. Unter Berücksichtigung der kontextuellen Merkmale verschwand dieser Effekt jedoch gänzlich, so dass sich diese Väter im finalen Modell nicht bedeutend von der Referenzgruppe abhoben.

Tabelle 4.13 Ergebnisse der Regressionsanalysen für die vier Inhaltsdimensionen subjektiven Wohlbefindens im Rahmen des Vergleichs zwischen Vätern, differenziert nach der Anzahl der Kinder und kinderlosen Männern

Mütter vs. kinderlose Frauen

Autonomieerleben und Lebenszufriedenheit

Hinsichtlich der Aufteilung nach der Anzahl der im Haushalt lebenden Kinder ergaben sich insgesamt keine bedeutenden Unterschiede auf den zwei Zufriedenheitsaspekten des Autonomieerlebens und mit dem Leben, allgemein im Vergleich zu den kinderlosen Frauen (siehe dazu Tabelle 4.14).

Wellbeing und Partnerschaftszufriedenheit

Die Analysen zum Einfluss der Anzahl der Kinder auf Unterschiede im allgemeinen Wellbeing und der Partnerschaftszufriedenheit lieferten abschließend keine unerwarteten Erkenntnisse. Die Ergebnisse der Regressionsanalyse für das Wellbeing und die Partnerschafszufriedenheit werden jeweils in Tabelle 4.14 ausgegeben. Insbesondere trat auch hier der konsistent negative Effekt von Kindern auf die Partnerschaftszufriedenheit der Mütter, im Kontrast zur kinderlosen Referenzgruppe, hervor (Ein Kind im Haushalt: β =  −.18, p < .001; Zwei oder mehr Kinder im Haushalt: β =  −.17, p < .001). Auf allen zentralen unabhängigen Variablen (Verhaltenscharakteristika des Kindes, Erleben der Elternrolle, Alter des jüngsten Kindes, Anzahl der Kinder), die Bedingungen von Elternschaft abbilden, spielte es somit keine Rolle in welche Gruppe Mütter fielen, für sie hatte vor allem die Anwesenheit der Kinder einen negativen Effekt auf die Zufriedenheit mit der Paarbeziehung, die kinderlose Frauen offenbar nicht auf diese Weise erlebten. Mütter unterschieden sich wiederum nicht von kinderlosen Frauen auf dem Wellbeing Indikator, egal welcher Müttergruppe sie, differenziert nach der Anzahl der Kinder, angehörten.

Tabelle 4.14 Ergebnisse der Regressionsanalysen für die vier Inhaltsdimensionen subjektiven Wohlbefindens im Rahmen des Vergleichs zwischen Müttern, differenziert nach der Anzahl der Kinder und kinderlosen Frauen

4.6 Diskussion der Ergebnisse des Vergleichs zwischen Eltern und kinderlosen Befragten

Ziel der vorliegenden Teilstudie war es zu prüfen, inwiefern Wohlbefindensunterschiede zwischen befragten Müttern und Vätern, im Vergleich zu kinderlosen befragten Frauen und Männern, bestanden. Dazu wurden zentrale Merkmale von Elternschaft (Verhaltensanforderungen des Kindes, das Erleben der Elternrolle sowie die Anzahl und das Alter der Kinder) herausgegriffen, nach denen Mütter und Väter in Gruppen eingeteilt und mit der Vergleichsgruppe der kinderlosen Befragten kontrastiert wurden.

In der direkten Gegenüberstellung der Wohlbefindensdimensionen ließen sich dabei, vor allem für die Lebenszufriedenheit und das Autonomieerleben, für Mütter deutlicher als für Väter, positive Elternschaftseffekte nachweisen, im Vergleich zu kinderlosen Befragten, wenn Elternschaft mit günstigen Rahmenbedingungen zusammenfiel (z. B. einem pflegeleichten Kind, keinem Überforderungserleben in der Elternrolle). Für die Partnerschaftszufriedenheit bestanden wiederum konsistent negative Elternschaftseffekte, die daraufhin weisen, dass Elternschaft und Kinder zu haben eine besondere Herausforderung für die Partnerschaft darstellen, die kinderlose Frauen und Männer so nicht erleben. Bei den Vätern erlebte die Partnerschaftszufriedenheit einen Dämpfer, im Vergleich zu den kinderlosen befragten Männern, wenn Elternschaft mit höheren Anforderungen zusammentraf (mehr Kinder im Haushalt, erhöhten Verhaltensanforderungen des Kindes und einem Überforderungserleben). Bei den Müttern wiederum lag eine geringere Partnerschaftszufriedenheit, im direkten Vergleich zur kinderlosen weiblichen Vergleichsgruppe, vor allem an der Anwesenheit von Kindern im Haushalt, unabhängig von den zentralen Stellschrauben ihrer persönlichen Elternschaftserfahrung (z. B. Verhaltensanforderungen des Kindes, Überforderungserleben). In der Gesamtschau aller untersuchten Wohlbefindensaspekte kam zum Ausdruck, dass Elternschaft vor allem für die Partnerschaft mit größeren Einschränkungen einherging als Kinderlosigkeit. Kinder können beispielsweise einen Verlust an Zeit für Zweisamkeit bedeuten und damit wichtige Möglichkeiten der Regeneration und Partnerschaftspflege untergraben (Fthenakis et al. 2002). Dabei zählen insbesondere Paare zur Risikogruppe, die kleine Kinder haben (Milek und Bodenmann 2017), was auf die vorliegende Stichprobe zutraf. Mit diesen Belastungen aufgrund des Elternschaftsstatus hinsichtlich der Partnerschaft, waren kinderlose Befragte wiederum nicht konfrontiert und wiesen daher konsistent eine höhere Zufriedenheit mit der Partnerschaft auf als die befragten Eltern.

In der Gesamtschau der Ergebnisse lohnte sich eine differenzierte Betrachtung der Elterngruppen, da bestimmte Aspekte subjektiven Wohlbefindens (z. B. das Autonomieerleben), bei günstigen Elternschaftsbedingungen, positiver ausfielen als bei den kinderlosen Befragten. Das steht den Grundannahmen der bisherigen Forschung in diesem Feld entgegen. Die Life −Satisfaction- und Wellbeing-Forschung, im Rahmen des Vergleichs von Eltern und kinderlosen Personen, geht oft von einer negativen Verknüpfung zwischen Elternschaft und Wohlbefinden aus, unter der theoretischen Annahme, dass Elternschaft mit mehr Stress, höherer Depressivität und insgesamt mit einem niedrigeren Wohlbefinden verbunden ist (z. B. Glass et al. 2016; Hansen 2012). Unter genauerer Betrachtung der zentralen unabhängigen Variablen können für den vorliegenden Vergleich zwischen Eltern und kinderlosen Personen allerdings keine klaren Schlüsse dafür abgeleitet werden, dass Elternschaft immer mit einem niedrigeren Wohlbefinden einhergeht. Damit reihen sich die vorliegenden Erkenntnisse in die allgemeine empirische Befundlage ein, dass eigentlich keine Einigkeit darüber herrscht, dass Elternschaft immer mit einem geringeren Wohlbefinden einhergeht (z. B. Kohler und Mencarini 2016; Nelson et al. 2013). Vielmehr weisen die Analysen darauf hin, dass Elternschaft, im Vergleich zu kinderlosen Personen, differenziert betrachtet werden sollte. Dies folgt dem Vorgehen einiger Studien in diesem Forschungsgebiet, die Eltern in unterschiedliche Gruppen differenzieren (z. B. nach dem Alter des häufig jüngsten Kindes oder der sozialen Beziehung zum Kind) und anschließend auf unterschiedlichen Wohlbefindensdimensionen mit kinderlosen Befragten kontrastieren (z. B. Evenson und Simon 2005; Pollmann-Schult 2013; Angeles 2010).

Diskussion der Einzelergebnisse hinsichtlich der kindlichen Charakteristika und des Erlebens der Elternrolle

Unter Berücksichtigung zentraler Hintergrundvariablen konnte in der vorliegenden Untersuchung für einzelne Mütter- und Vätergruppen, bei denen Elternschaft mit einer Abwesenheit negativer Merkmale einherging, teilweise ein positiver Effekt aufgedeckt werden, im direkten Kontrast zur kinderlosen Referenzgruppe. Eine moderate bis schwache positive Differenz bestand dabei auf der Zufriedenheit mit dem Autonomieerleben und der Lebenszufriedenheit zugunsten der Mütter, die ein Kind hatten, welches keine erhöhten Verhaltensanforderungen aufwies, im direkten Vergleich zu den kinderlosen Frauen. Hinsichtlich des Wohlbefindens von Eltern besteht das Verständnis, dass Elternschaft dann ein Gefühl von Bedeutsamkeit und Lebenssinn schafft (Meaning of Life) und sich positiv auf das Wohlbefinden auswirkt (Morse und Steger 2019), wenn die Elternrolle mit einem Gefühl der Kohärenz (Coherence), Sinnhaftigkeit (Purpose) und Wichtigkeit (Significance) (Morse und Steger 2019) zusammenfällt. Lag die Entwicklung des Kindes, vor diesem Verständnis, im normalen Bereich, entstand damit ein Gefühl, zumindest bis zu diesem Punkt alles richtig zu machen. Diese besondere positive, sinngebende Lebenserfahrung fehlte den kinderlosen Frauen. Das kann die etwas höhere Zufriedenheit der Mütter erklären. Der Befund des positiven Einflusses der Abwesenheit eines Überforderungsgefühls der Mütter in der Elternrolle auf den zwei Zufriedenheitsaspekten, im direkten Vergleich zu kinderlosen Frauen, weist zugleich daraufhin, dass bereits die Abwesenheit negativer Gefühlslagen, im Rahmen von Elternschaft, einen Unterschied zwischen Müttern und kinderlosen Frauen macht.

Gleichzeitig zeigten sich beim Zusammentreffen von ungünstigen Elternschaftserfahrungen (z. B. einem Überforderungserleben in der Elternrolle) negative Zusammenhänge mit dem mütterlichen Wohlbefinden. Dies steht im Zeichen der Erkenntnis, dass Elternschaft eine komplexe Aufgabe ist (Morse und Steger 2019) und sich viele Eltern verunsichert und unter Druck gesetzt fühlen, alles richtig zu machen, die Bedürfnisse des Kindes erfüllen zu können sowie dessen Bildung, Entwicklung und Heranwachsen richtig zu begleiten (Ruckdeschel 2015; Merkle und Wippermann 2008). Auf vielen Eltern lastet ein hoher Erfolgsdruck, der teilweise von außen normiert und sanktioniert wird, durch die Offenlegung und Hinterfragung von familiären Erziehungspraktiken durch die zunehmende Einbindung der Kinder in Angebote öffentlicher Kindertagesbetreuung oder den Peerdruck anderer Eltern. Fühlten sich Mütter daher mittelmäßig bis stark durch die Aufgaben als Mutter überfordert und erlebten damit den Druck der verantworteten Elternschaft stärker, wiesen sie eine geringere Zufriedenheit mit dem Autonomieerleben, ein niedrigeres Wellbeing und eine niedrigere Partnerschaftszufriedenheit auf als die kinderlose Vergleichsgruppe. Ging Elternschaft für die untersuchten Mütter allerdings mit einer Abwesenheit eines Überforderungsgefühls einher, erlebten sie diesen Leistungs- und sozialen Druck weniger stark oder nicht, so dass für sie Elternschaft, als integraler Lebensbestandteil, bereits bei Abwesenheit von Überforderung zu einer höheren Zufriedenheit mit dem Autonomieerleben und Leben allgemein führte als bei kinderlosen Frauen, die die Erfahrung gelingender Elternschaft so nicht teilten.

Für die Väter trat dieser positive Einfluss ausgehend von der Abwesenheit negativer Gefühlslagen von Elternschaft im Vergleich zu kinderlosen Männern weniger deutlich zu Tage. Sie wiesen nur eine minimal höhere Lebenszufriedenheit auf als die Vergleichsgruppe, wenn sie ein Kind hatten, das keine erhöhten Verhaltensanforderungen aufwies. Väter, die keine Überforderung aufgrund der Aufgaben als Vater erlebten, unterschieden sich auf keiner Dimension subjektiven Wohlbefindens von den kinderlosen Männern. Eine Vermutung könnte sein, dass bei Vätern im Vergleich zu kinderlosen Männern erst dann ein positiver Effekt auftritt, wenn bei ihnen nicht nur die Abwesenheit eines Überforderungserlebens vorliegt, sondern gezielt nach dem positiven Erleben der Elternrolle gefragt wird. Mütter hingegen erleben deutlich mehr Druck, da die Mutterrolle für sie stärker sozial normiert ist: Um eine gute Mutter zu sein, sollten sie sich aufopfern und ihre Bedürfnisse weitestgehend dem Kind unterordnen. Zugleich wird ihnen implizit eine höhere Erziehungskompetenz zugesprochen (Diabaté 2015). Das führt allerdings dazu, dass in ihnen die primäre Verantwortung für gelingende kindliche Entwicklung gesehen, und der Blick schnell auf Mütter gerichtet wird, wenn sich ein Kind nicht altersgemäß entwickelt oder Verhaltensauffälligkeiten zeigt (Mother Blaming) (Seiffge-Krenke 2016). Dadurch, dass Mütter unter Umständen stärkeren Druck erleben als Väter, ihre Mutterrolle „richtig“ zu erfüllen und ihnen viel schneller das Label der „Rabenmutter“ verpasst wird (Merkle 2010), offenbarte sich der positive Effekt der Abwesenheit eines Überforderungserlebens bei ihnen eher als bei den Vätern.

In der Gruppe der Väter kam dahingegen zum Vorschein, dass für sie ein Kind mit erhöhten Verhaltensanforderungen einen Unterschied im Wohlbefinden, im Kontrast zu den kinderlosen Männern, verursachte. Väter dieser Gruppe hatten ein niedrigeres Wellbeing und eine niedrigere Partnerschaftszufriedenheit. Damit stellten erhöhte kindliche Verhaltensanforderungen einen Belastungsaspekt dar, den kinderlose Männer so nicht erlebten. Zudem wurde deutlich, dass auch das Erleben der Elternrolle wichtig für die Befindlichkeit der Väter war. Erlebten sie eine erhöhte Belastung durch die Aufgaben als Väter, fielen ihr Autonomieerleben und die Partnerschaftszufriedenheit etwas geringer aus als die der befragten kinderlosen Männer. Dass diese zentralen, vor allem auf das Kind und die Elternrolle gerichteten Aspekte, für das väterliche Wohlbefinden, im Gegensatz zur Kontrastgruppe relevant waren, steht entgegen der früher weitverbreiteten Annahme, dass Väter, im Gegensatz zu Müttern, eine nachgeordnete Rolle in der Kindererziehung spielen und keinen aktiven Anteil in Familienangelegenheiten haben (Seiffge-Krenke 2016). Dahinter verbirgt sich die implizite Annahme, dass Väter weniger von Sorgen und Belastungen betroffen sind, die mit Elternschaft einhergehen. Elternschaft ist jedoch kein Lebensereignis, das vorranging Auswirkungen auf Mütter hat, sondern eine ebenso zentrale Rolle im Leben von Vätern spielt. Ein starkes Leitbild ist heute der aktive Vater, der sich in die Erziehung, Betreuung und Fürsorge der Kinder einbringt, Verantwortung übernimmt und die Frau bestmöglich unterstützt (Mühling 2020). Gleichzeitig, wie Fthenakis et al. (2002) anmahnen, bringt ein hohes Engagement der Väter aber auch eine Mehrbelastung mit sich, die sich aus der Kombination der stärkeren Involviertheit in das Familiengeschehen, bei gleichzeitig hohen beruflichen Anforderungen ergibt. Bei 60 % aller Paare arbeiten Väter in Vollzeit oder einer vollzeitnahen Tätigkeit, während die Frau in Teilzeit oder nicht erwerbstätig ist (Mühling 2020). Für viele Väter verändert sich deshalb, trotz der Familiengründung, nichts am Arbeitszeitvolumen (Statistisches Bundesamt und Wissenschaftszentrum Berlin für Sozialforschung 2018). Väter finden also eine Bandbreite an Erwartungshaltungen vor (Mühling 2020). Dabei wird nicht das Bild des Familienernährers ersetzt, sondern es treten unterschiedliche Fähigkeiten hinzu, die Väter dazu erfüllen sollen. Das kann unter anderem als konflikthaft, widersprüchlich und überfordernd erlebt werden (Lück 2015). Eine Einordnung der Befunde könnte vor diesem Hintergrund sein, dass eine hohe Involviertheit der Väter¹³ damit einhergeht, dass die Ausgestaltung der Elternrolle und auch die Entwicklung des Kindes, genauso wie für Mütter, wichtige Eckpfeiler für das subjektive Wohlbefinden der Väter darstellen, die kinderlose Männer nicht erleben. Kinder bringen bestimmte Sorgen für Väter mit sich, die sich den kinderlosen Männern (noch) nicht stellen.

Dass die Überforderung durch die Aufgaben als Mutter oder Vater einen Ausgangspunkt subjektiven Wohlbefindens beider Geschlechter darstellt, spiegeln insgesamt heutige Beschreibungsversuche des Wohlbefindens im Spannungsfeld von Familie und Elternschaft wider. Bertram und Deuflhard (2015) sprechen zunächst allgemein von der Überforderten Generation. Das betrifft die Lebensphase vom 28. bis 38. Lebensjahr (in die ein Großteil der hier untersuchten Mütter und Väter fiel), auch bezeichnet als Rushhour des Lebens, in der es zu einer hohen Verdichtung von zentralen Lebensentscheidungen und Weichenstellungen kommt (Bertram und Deuflhard 2015). In dieser Lebensphase erleben Personen eine hohe Belastung vor dem Hintergrund erodierender Familienstrukturen und -leitbilder, sich auflösender Wertvorstellungen und traditioneller Berufsverläufe als auch längerer Ausbildungsphasen, die dazu beitragen, dass heutige Berufsverläufe nicht mehr mit der familiären Lebensführung synchron verlaufen (Bertram und Deuflhard 2015). Für Eltern mit Kleinkindern lässt sich dieses Phänomen weiter zuspitzen zur Rushhour des Familienzyklus, die durch eine hohe Arbeitsbelastung aufgrund der Vereinbarung von Beruf und Familien gekennzeichnet ist (Panova et al. 2017; Bujard und Panova 2016). Auch mit dem Bild der verantworteten Elternschaft (Ruckdeschel 2015) wurde deutlich, dass Eltern heute einem hohen Druck ausgesetzt sind. Insgesamt verwundert es daher nicht, dass das Überforderungserleben durch die Aufgaben als Mutter oder Vater eine Rolle für Unterschiede im Wohlbefinden zwischen Eltern und kinderlosen Befragten spielte.

Diskussion der Einzelergebnisse hinsichtlich des Alters des jüngsten Kindes und der Anzahl der Kinder

Differenziert nach dem Alter des jüngsten Kindes, bestand sowohl für die untersuchten Mütter als auch für die Väter eine etwas höhere Lebenszufriedenheit als in der jeweiligen kinderlosen Vergleichsgruppe, wenn das jüngste Kind zwischen null und einem Jahr war. Hier kann es sich noch um den Effekt des Anstiegs der Lebenszufriedenheit nach der Geburt eines Kindes handeln, den einige Studien fanden, allerdings zumeist für das erste Kind und mit weniger starkem oder keinem Ausmaß für das zweite Kind oder weitere Kinder (Rizzi und Mikucka 2014; Myrskylä und Margolis 2014).

Differenziert nach der Kinderanzahl fällt vor allem der positive Effekt, zwei Kinder oder mehr zu haben auf. Das gilt allerdings nur für Väter im Vergleich zu den kinderlosen Männern. Autonomieerleben und allgemeine Lebenszufriedenheit fielen bei Vätern mit zwei oder mehr Kindern minimal höher aus als in der kinderlosen Vergleichsgruppe. Da es sich in diesen Vätergruppen in der Regel um Familien mit im Schnitt zwei Kindern handelte, wäre eine Annahme, dass diese Väter ihre Wunschanzahl an Kindern für die Familienplanung erreicht hatten. Ein weit verbreitetes, erstrebenswertes und stabiles Familienleitbild ist die Familie mit zwei Kindern (Bujard und Ruckdeschel 2018; Diabaté und Ruckdeschel 2017; Bujard et al. 2019). Zwei Kinder zu haben, war hier möglicherweise mit der Erfüllung eines Ideals und Lebensziels verbunden, was die größere Zufriedenheit der Väter im Vergleich zur kinderlosen Gruppe erklären kann. Zugleich wurden in dieser Vätergruppe eben keine Mehrkindfamilien abgebildet, bei denen, aufgrund der höheren Kinderanzahl, von einer größeren Belastung hätte ausgegangen werden können.

Integration der Ergebnisse auf einer Metaebene

Insgesamt kristallisierte sich in den Analysen an unterschiedlichen Stellen heraus, dass Unterschiede im Wohlbefinden zwischen Eltern und kinderlosen Personen erst unter Berücksichtigung zentraler soziodemographischer Hintergrundvariablen zum Vorschein traten und damit Suppressoreffekte am Werk waren, beziehungsweise die statistische Signifikanz des Unterschieds der gebildeten Vergleichsgruppen teilweise von der Berücksichtigung anderer Variablen abhing. Wie Lenz und Sahn (2020) kritisieren, wird damit in vielen wissenschaftlichen Studien nicht ausreichend transparent umgegangen und nicht hinreichend inhaltlich interpretiert. Für die vorliegenden Analysen liefert Pollmann-Schult (2014) eine interessante Grundlage, diese Befunde einzuordnen. Im Rahmen seiner Analysen interpretiert der Autor diesen Effekt inhaltlich und geht davon aus, dass erst die Berücksichtigung zentraler negativer Begleiterscheinungen von Elternschaft (Costs of Parenthood, in seinen Analysen finanzielle und zeitliche Mehraufwendungen) den positiven Effekt, den Kinder eigentlich auf das elterliche Wohlbefinden haben, zum Vorschein bringen. Eine ähnliche Lesart bietet sich für die vorliegenden Befunde an. Erst die Hinzunahme der individuellen Merkmale und der kontextuellen Lebensbedingungen, in denen die Elterngruppen teilweise schlechter abschnitten als die kinderlosen Vergleichsgruppen, offenbarte den teilweise positiven, für die Partnerschaftszufriedenheit jedoch negativen Effekt von Elternschaft.

Zusammenfassend lässt sich damit einerseits bestätigen, dass Wohlbefindensunterschiede zwischen diesen zwei Gruppen von zentralen Hintergrundvariablen mitgesteuert werden, die es zu berücksichtigen gilt. Andererseits wurde deutlich, dass Elternschaft, im Vergleich zu kinderlosen Personen, differenziert betrachtet werden sollte, insbesondere im Hinblick auf integrale Bestandteile der Elternschaftserfahrung. So gab es Elterngruppen, bei denen eine günstige Kombination unterschiedlicher Bedingungen zusammentraf (z. B. ein sich normal entwickelndes Kind), während sich andere Eltern in einer besonderen Anforderungssituation befanden (z. B. aufgrund eines schwierigen Kindes). Werden diese Elterngruppen im Vergleich zur kinderlosen Vergleichsgruppe nicht unterschieden, besteht die Gefahr eines falsch negativen oder positiven Schlusses auf aggregierter Ebene. In der Forschung wurde dieses Phänomen häufig als Simpsons-Paradox bezeichnet und stellt einen Fall von Confounding dar (Norton und Divine 2015; Kievit et al. 2013). Dieses Phänomen tritt auf, wenn ein Zusammenhang auf Populationsebene ein umgekehrtes Vorzeichen annimmt als in Subleveln der Population (Kievit et al. 2013). Wird die Variable, hinsichtlich derer die Subgruppen variieren, nicht mitberücksichtigt, konfundiert diese Variable den wahren Zusammenhang mit der abhängigen Variable auf aggregierter Ebene (Norton und Divine 2015). Im Spezialfall des Vergleichs von Eltern und kinderlosen Personen könnte ein ergebnisverzerrender Mechanismus darin bestehen, dass Elternschaft und das Wohlbefinden in verschiedenen Elterngruppen (z. B. differenziert nach Charakteristika des Kindes, wie im vorliegenden Fall) auf gegensätzliche Weise zusammenhängen. Würden diese Elterngruppen auf aggregierter Ebene mit den kinderlosen Personen verglichen, bestünde dann die Gefahr, dass sich der wahre Zusammenhang zwischen dem Elternschaftsstatus und dem Wohlbefinden nicht zeigt, da ein zentrales konfundierendes Merkmal in der Elterngruppe, nämlich kindliche Charakteristika, nicht berücksichtigt wurden. Die Vergleichsgruppen differieren dabei nicht nur nach den kindlichen Charakteristika, sondern die kindlichen Merkmale beeinflussen zugleich die Richtung und Stärke des elterlichen Wohlbefindens auf bedeutsame Weise. Damit erfüllen kindliche Charakteristika in diesem Fall die Bedingung, den Zusammenhang zwischen dem Elternschaftsstatus und dem Wohlbefinden zu stören (übertragen von Norton und Divine 2015).

Mit der Unterteilung in Elterngruppen, nach zentralen Merkmalen von Elternschaft, wurde aber nicht nur auf konfundierende Variablen kontrolliert, sondern diese Unterscheidung hatte auch einen inhaltlichen Mehrwert. Die Differenzierung in Elterngruppen verdeutlichte, dass Elternschaft mehr ist als nur Kinder zu haben. Elternschaft kann mit unterschiedlichen Gefühlslagen einhergehen und daher auch mit positiven Begleitumständen zusammenfallen, die bisher in der Forschung, im Rahmen des Vergleichs zu kinderlosen Personen, wenig Beachtung fanden. Beispielsweise, wenn Elternschaft einen Teil der Lebensplanung darstellt, Kinder sich normal entwickeln und die Elternrolle als positiv, wertvoll und gewinnbringend erlebt wird. Auch Pollmann-Schult (2010) bemängelt, dass überwiegend negativen Auswirkungen von Elternschaft oder des Übergangs zur Elternschaft in den Blick genommen werden, während die Familiengründung und Kinder zu haben, nicht ausschließlich ein belastendes Lebensereignis darstellen. Deutlich wird, dass im Vergleich des Wohlbefindens zwischen Eltern und kinderlosen Personen oftmals ein defizitärer Blick auf Elternschaft geworfen wird. Mittels des, in dieser Studie gewählten Blickwinkels kann jedoch eine neue Perspektive auf den Vergleich gewonnen werden. Zukünftige Forschung kann daher fragen, unter welchen Umständen Elternschaft in positivem Zusammenhang mit elterlichem Wohlbefinden steht, im Kontrast zu kinderlosen Personen. Dass sich Studien im Rahmen des Vergleichs von Eltern und kinderlosen Personen stärker mit Indikatoren beschäftigen sollten, die die positiven Seiten von Elternschaft abbilden, bestätigen auch die vorliegenden Befunde, da teilweise schon die Abwesenheit negativer Merkmale (die Abwesenheit eines Überforderungserlebens oder kindlicher Verhaltensschwierigkeiten) den positiven Effekt von Elternschaft, im Vergleich zu den kinderlosen Frauen und Männern, zu Tage beförderte. Das gibt Anlass dazu, in weiteren Studien der Frage nachzugehen, inwiefern Indikatoren positiver Elternschaftserfahrungen, unter Konstanthaltung wichtiger soziodemographischer Variablen, zu einem höheren Wohlbefinden von Müttern und Vätern beitragen können, im Vergleich zu kinderlosen Personen.

Schließlich muss bei diesem Vergleich allerdings immer die grundlegende Frage aufgeworfen werden, welche praktische Relevanz die Unterschiede tatsächlich haben und welche Personen überhaupt miteinander verglichen werden. Es lagen zumeist tendenziell geringe oder keine Differenzen vor (das zeigte sich in der vorliegenden Studie an den meist geringen oder moderaten standardisierten Regressionskoeffizienten oder sogar ausbleibenden Unterschieden), die stets auf einem hohen Ausgangsniveau des Wohlbefindens ansetzten. Ausbleibende Unterschiede müssen nicht zuletzt vor dem Hintergrund reflektiert werden, dass beide Lebensformen ihre Berechtigung haben, ob Elternschaft oder Kinderlosigkeit. Damit sollte vermieden werden, die eine über die andere Lebensform zu stellen und beide Lebensweisen pauschal mit einem negativen oder positiven Wohlbefinden zu assoziieren. Es wurde beispielsweise ebenso postuliert, dass kinderlose Personen unglücklich sind, weil nur Kinder Erfüllung und Lebenssinn bringen (Hansen 2012), obgleich Kinderlosigkeit auch eine bewusste und gewollte Entscheidung darstellen kann (Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend 2014). Unter diesen Voraussetzungen handelt es sich um ein gewolltes Lebenskonzept, welches keine Nachteile zur Lebenserfüllung mit sich bringen sollte. Wird also der Anspruch erhoben, die Gruppe der Eltern zu differenzieren und Elternschaft nicht über einen Kamm zu scheren, sollte auch ein genauerer Blick auf die Gruppe der kinderlosen Personen geworfen und kritisch hinterfragt werden, welche Werte, Einstellungen, Motive und Personen in dieser Gruppe vertreten sind. Kinderlose stellen bei weitem keine homogene Gruppe dar, die eindimensional beschrieben werden kann (Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend 2014). Erst die Kenntnis darüber, welche Personen in der Gruppe der Eltern und der Kinderlosen vertreten sind, macht eine sinnvolle Interpretation von Unterschieden oder ausbleibenden Differenzen des subjektiven Wohlbefindens sinnvoll. Die hier vorgenommene Argumentation plädiert also dafür, diese zwei Vergleichsgruppen, neben äußeren Lebensbedingungen, in Zukunft stärker hinsichtlich zentraler Selektionskriterien in Bezug auf den Status der Elternschaft und Kinderlosigkeit zu beschreiben. Damit sind Indikatoren gemeint, die Werthaltungen, Motive und Bewertungen des jeweiligen Status oder Lebensmodells umfassen. Die zwei Gruppen, im Hinblick auf diese Merkmale differenzierter zu beschreiben, ermöglicht es, eine neutrale Ausgangsbasis für den Vergleich beider Gruppen einzunehmen.

4.6.1 Grenzen der Analysen im Rahmen von Teilstudie I

Die Analysen basierten grundsätzlich auf einer selektiven Stichprobe, die Personen eines bestimmten Altersranges umfasste (19- bis 33-Jährige). Daneben fiel die Stichprobe der untersuchten Mütter und Väter, jeweils im Vergleich zur kinderlosen Vergleichsgruppe, kleiner aus, so dass auch hier von einer höheren Selektivität ausgegangen werden sollte. Die Ergebnisse müssen daher im Hinblick auf die Charakteristika der zugrundeliegenden Stichprobe interpretiert werden und können keine Grundlage für verallgemeinernde Aussagen bilden.

In der Beschreibung der Instrumente wurde bereits auf die Schwierigkeiten der Messinstrumente zur Erfassung kindlicher Verhaltensweisen hingewiesen. In der Datenaufbereitung war es, aufgrund schlechter Reliabilitäten der Skalen, deshalb nicht möglich, die Instrumente ohne weitere Aufbereitung zu verwenden. Durch die zusätzliche Bearbeitung der Indikatoren (Kategorisierung des kindlichen Verhaltens in zwei Gruppen) können Unschärfen entstanden sein, insofern sollte bei der Bewertung der Ergebnisse berücksichtigt werden, dass Schwierigkeiten auf Ebene der Messinstrumente bestanden.

In der vorliegenden Untersuchung wurde das Konstrukt des Erlebens der Elternrolle mit nur einem Item erfasst. In diesem Fall wäre allerdings eine Skala mit mehreren Items zu bevorzugen gewesen, die das theoretische Konstrukt mit hoher Wahrscheinlichkeit präziser abgebildeten hätte als der verwendete Einzelindikator. Nicht nur, weil die Erfassung über unterschiedliche Facetten eines Konstrukts die Validität steigert und Messfehler reduziert (Döring und Bortz 2016), sondern auch weil es sich bei dem vorliegenden Item um eine Aussage handelt, die vermutlich als heikel aufgefasst werden kann. Porst (2014) beschreibt eine Frage dann als heikel, wenn durch die Beantwortung negative Folgen erwartet werden oder eine soziale Normierung befürchtet wird. Besonders auch noch einmal vor dem Gesamtkontext der vorliegenden Arbeit, in dem argumentiert wird, dass ein hoher Erwartungsdruck auf Eltern lastet und eine Angst besteht, nicht alles richtig zu machen, wäre bei dieser Aussage zu erwarten, dass sie eine gewisse soziale Erwünschtheit¹⁴ bei den beantwortenden Müttern und Väter hervorruft. Denn selbst bei anonymer Beantwortung des Fragebogens, geben Mütter und Väter mit hoher Wahrscheinlichkeit ungern zu, dass sie sich stark bis sehr stark in der Elternrolle überfordert fühlen. Eine Erfassung des Konstrukts des Erlebens der Elternrolle über mehrere Items, die über weniger heikle Aussagen ein Gesamtbild ergeben, wäre in diesem Kontext vermutlich präziser und weniger Messfehler behaftet.

Schließlich handelte es sich um Querschnittsdaten, die nur ein begrenztes Verständnis der untersuchten Zusammenhänge zulassen. Einerseits ist Elternschaft durch die rasante Entwicklung der Kinder, wie die Familienentwicklungstheorie eindrücklich beschrieben hat, vielen dynamischen Veränderungen unterlegen und deshalb keinesfalls statisch. Damit zeichnet sich auch der Vergleich des Wohlbefindens zwischen Eltern und kinderlosen Personen durch eine höhere Dynamik aus, die mittels Querschnittsdaten nicht eingefangen werden kann. Zudem besteht bei Querschnittsdaten eine höhere Gefahr unbeobachteter Heterogenität (Pforr und Schröder 2015). Das erhöht die Wahrscheinlichkeit, dass im querschnittlichen Vergleich zwischen den hier untersuchten Vergleichsgruppen beispielsweise bestimmte Selektionsmechanismen zur Kinderlosigkeit oder Elternschaft geführt haben (z. B. bestimmte Wertvorstellungen, soziale Normen), die auf Datenebene nicht explizit erfasst wurden, aber dennoch mit den abhängigen Variablen und deren Fehlerterm korrelieren. Diese unerfasste Personenheterogenität kann dazu führen, dass die Unterschiede im Wohlbefinden der Vergleichsgruppen über- oder unterschätzt werden. Längsschnittliche Daten und die entsprechenden Modelle können dieses Problem umgehen bzw. besser behandeln und stellen daher, insbesondere für den Vergleich zwischen Eltern und kinderlosen Personen, eine zu präferierende Datengrundlage dar (übertragen auf die vorliegenden Daten von Pforr und Schröder 2015). Insofern besteht hier die Notwendigkeit, die vorliegenden Analysen im Rahmen von Längsschnittdaten zu replizieren und die herausgearbeiteten Zusammenhänge zwischen dem Elternschaftsstatus und dem Wohlbefinden zu bestätigen.