Bindung und Sucht

niederländischen Fragebogen Survey Work-Home Interference – Nijmegen (SWING; Geurts et al. 2005) erfasst. Die Autoren dieser letztgenannten Skala generierten einen Item-Pool aus 21 veröffentlichten Skalen (z. B. Kopelman et al. 1983; Netemeyer et al. 1996) und wählten mit Hilfe mehrerer Beurteiler die neun Items aus, die der Arbeitsdefinition des Konflikts zwischen Beruf und Familie am ehesten entsprachen (wobei es ihnen auch um einen in der niederländischen Sprache verständlichen Inhalt und darum ging, die Vermengung mit anderen Effekten etwa gesundheitsbezogener, beruflicher oder familiärer Art so gering wie möglich zu halten). Für die vorliegende Studie wurden schließlich drei dieser Items herangezogen (siehe auch Demerouti et al. 2004 a): »Wie oft passiert es, dass Sie die Gesellschaft Ihres Partners/Ihrer Familie/Ihrer Freunde nicht uneingeschränkt genießen, weil Sie sich Gedanken über Ihre Arbeit machen?«, »Wie oft passiert es, dass Ihnen die Erfüllung Ihrer häuslichen Pflichten schwerfällt, weil sie ständig über Ihre Arbeit nachdenken?« und »Wie oft passiert es, dass Ihr Arbeitsprogramm es Ihnen schwermacht, Ihren häuslichen Pflichten nachzukommen?« Die Antworten werden anhand einer 5-Punkte-Skala gegeben (1 = niemals , 5 = immer ). Wir nutzten die Daten einer vorausgegangenen niederländischen Studie mit 751 Postangestellten (Wagena & Geurts 2000), um dem Zusammenhang zwischen dem in der gegenwärtigen Studie verwendeten Drei-Item-Index und der originalen Neun-Item-Skala nachzugehen. Die Korrelation war hoch ( r = .90, p ≤ .01).
    Soziale Unterstützung wurde anhand der Acht-Item-Skala von Abbey, Abramis und Caplan (1985) erfasst. Die angesprochenen Personen wurden gebeten zu sagen, in welchem Umfang ihr Partner ihnen »im Bedarfsfall zu Hilfe kam«, »Dinge sagte, die ihr Selbstvertrauen stärkten«, »ihnen zuhörte, wenn sie das Bedürfnis hatten, über Dinge zu sprechen, die ihnen sehr wichtig waren«, usw. Das heißt, die soziale Unterstützung wurde nicht anhand von Selbsteinschätzungen erfasst, sondern von den Partnerpersonen erfragt, die diese Unterstützung erfahren hatten. Das Antwortformat war eine 5-Punkte-Skala, die von überhaupt nicht (1) bis ganz erheblich (5) reichte.
    Des Weiteren wurden die Teilnehmer aufgefordert, Angaben über ihre Zufriedenheit in der aktuellen engen Beziehung zu machen. Wir arbeiteten mit fünf Items aus der Relational Interaction Satisfaction Scale (Buunk 1990), z. B.: »In Gesellschaft meines Partners bin ich glücklich und zufrieden« und »Zwischen meinem Partner und mir läuft es gut« (1 = niemals , 5 = immer ).
Datenanalyse
    Die zusammengeführten Antworten beider Partner wurden mit Strukturgleichungsmodellen (SEM) analysiert, wobei das Softwarepaket AMOS 7 eingesetzt wurde (Arbuckle 2006). Wir analysierten die Kovarianzmatrix anhand des parametrischen Schätzverfahrens der Maximum-Likelihood-Methode. Neben der Chi-Quadrat-Statistik erfasste die Analyse den Index der Anpassungsgüte (»Goodness-of-Fit-Index«, GFI), den absoluten Fit-Index (und zwar: »Root-Mean-Square Error of Approximation«, RMSEA), den Non-Normed Fit Index (NNFI), den Incremental Fit-Index (IFI) und den Comparative Fit-Index (CFI). Das theoretische Modell, das wir testeten, ist in Abbildung 2 wiedergegeben. Wegen der großen Zahl der Items und der Aufnahme der Variablen sowohl der Männer als auch der Frauen in ein übergreifendes Modell war es nicht möglich, SEM-Analysen eines vollständigen Disaggregationsmodells durchzuführen. Aus diesem Grunde wurde durch Schaffung zweier Komposita, nämlich zweier Variablen-Pakete pro Konstrukt, wie von Hall et al. (1999) empfohlen, ein partielles Disaggregationsmodell (Bagozzi & Edwards 1998) getestet. Arbeitssucht, erlebte soziale Unterstützung und Beziehungszufriedenheit wurden jeweils als latente Faktoren mit zwei Hälften ihrer Skalen als Indikatoren aufgenommen. Der Konflikt zwischen Beruf und Familie (WFC) wurde als latenter Faktor mit einem Indikator, dem Skalenwert, aufgenommen. Zur Kontrolle zufälliger Messfehler wurde die Irrtumsvarianz des WFC mit (Varianz) x (1 minus interne Konsistenz) gleichgesetzt (Jöreskog & Sörbom 1993). Alle strukturellen Pfade im Modell wurden restringiert, um für Männer und Frauen gleich zu sein. Und schließlich modellierten wir die Zusammenhänge zwischen den Variablen der Männer und der Frauen als Kovariationen zwischen den Messabweichungen der jeweiligen Variablen (z. B. eine