8. Erhebungsinstrumente für Studie 1

Zur Erfassung der Lehrer*innenselbstwirksamkeit wurde die eindimensionale Skala von Schwarzer und Schmitz (1999) verwendet. Diese umfasst zehn Items, die die Selbstwirksamkeit im Hinblick auf verschiedene herausfordernde Situationen im Setting Schule erfassen. Die Items umfassen die Bereiche Unterrichtsgestaltung, Umgang mit problematischen Schüler*innen und Unterrichtsstörungen, Kontakt zu Eltern und Kolleg*innen sowie den Umgang mit Belastungen. Einzelne Items gehen dabei über das von den Studierenden in der Praxisphase zu Leistende hinaus, wie beispielsweise der Bereich Kontakt zu Eltern und Kolleg*innen (z. B. Item LSW2: Ich weiß, dass ich selbst in schwierigen Situationen zu den Eltern guten Kontakt halten können werde). Sie werden ungeachtet dessen miterhoben, um die Vielfalt pädagogischen Handelns in der Schule abzubilden. Alle Items sind semantisch-strukturell an Selbstwirksamkeitserwartungen orientiert und so formuliert, dass sie die subjektive Gewissheit ausdrücken, eine Herausforderung zu überwinden, auch wenn eine Barriere im Weg steht (vgl. Schwarzer und Schmitz 1999, S. 60). Die Einschätzungen der Studierenden werden auf einer vierstufigen Likertskala von stimmt gar nicht bis stimmt genau erhoben. Bei der Zusammenstellung der zehn Items und der Erstellung der Skala durch Schwarzer und Schmitz (1999) wurde versucht die Inhaltsvalidität vor der internen Konsistenz zu optimieren, sodass geringere Werte der internen Konsistenz zu erwarten wären. Die empirischen Werte der internen Konsistenz der Skala, die im Rahmen einer längsschnittlichen Feldstudie von Schmitz und Schwarzer (2000) berechnet wurden, sind jedoch im akzeptablen und guten Bereich. In der Studie wurden n₁ = 258 und n₂ = 244 Lehrkräfte zu zwei Zeitpunkten mit einem Abstand von einem Jahr befragt. Die interne Konsistenz der Skala lag beim ersten Messzeitpunkt bei α = 0,76 und beim zweiten Messzeitpunkt bei α = 0,81.

Die eindimensionale Skala Selbstwirksamkeit motiviertes Lernen zu fördern von Jerusalem und Röder (2007) erfasst mit 6 Items die Selbstwirksamkeit von Lehrkräften mit verschiedenen motivationalen Herausforderungen umgehen zu können. Der Großteil der Items zielen auf den motivationsförderlichen Umgang mit leistungsschwachen Schüler*innen und heterogenen Schüler*innengruppen. Die Skala scheint daher inhaltlich besonders dafür geeignet, um mögliche unterschiedliche Entwicklungen in den Untersuchungsgruppen über die Praktikumszeit abzubilden. Wie bei der Lehrer*innenselbstwirksamkeits-Skala sind die Items so formuliert, dass eine Herausforderung geschildert wird und die Lehrkräfte die subjektive Gewissheit angeben soll, dieser Herausforderung gewachsen zu sein. Die Skala wird auf einer vierstufigen Likertskala von stimmt gar nicht bis stimmt genau erhoben. In einer längsschnittlichen Studie mit 4 Messzeitpunkten (n₁ =  329, n₂ =  325, n₃ =  292 und n₄ = 234) konnten Jerusalem und Röder (2007) akzeptable bis gute Werte für die interne Konsistenz der Skala nachweisen (Cronbachs α zwischen 0,78 – 0,82).

In der hier vorgestellten Studie sind die internen Konsistenzen beider Skalen, insbesondere zum ersten Messzeitpunkt, schlechter als in den Studien von Schmitz und Schwarzer (2000) und Jerusalem und Röder (2007) und nur auf fragwürdigem bzw. akzeptablem Level (s. Tabelle 8.3). Die interne Konsistenz der Lehrer*innenselbstwirksamkeits-Skala ließ sich durch Itemausschluss nicht weiter verbessern. Daher wird sie aus Gründen der Inhaltsvalidität in der ursprünglichen Form verwandt. Um die interne Konsistenz der Skala Selbstwirksamkeit motiviertes Lernen zu fördern zu erhöhen, wurde ein Item von der Auswertung ausgeschlossen (s. Tabelle 8.3).

Die eindimensionale Skala Enthusiasmus für Mathematik von Baumert et al. (2008) erfasst auf 3 Items die Begeisterung der Lehrkraft für das Fach Mathematik. Die Einschätzungen der Studierenden werden auf einer vierstufigen Likert-Skala von trifft nicht zu bis trifft genau zu erhoben. Im Kontext der COACTIV-Studie wurde die Skala zu zwei Messzeitpunkten getestet (n₁ = 333 und n₂ = 221). Die internen Konsistenzen der Skala waren akzeptabel bis gut (α₁ = 0,78, α₂ = 0,82) (vgl. Baumert et al. 2008).

In dieser Studie sind die internen Konsistenzen bei beiden Messzeitpunkten akzeptabel (s. Tabelle 8.4).

Die Bezugsgruppenspezifität erschwert in dieser Studie den Vergleich der Werte über die zwei Messzeitpunkte hinweg. Vor dem Förderpraktikum hatten die Studierenden noch keine Bezugsgruppe, auf die sie ihre Einschätzungen beziehen können. Im Prä-Bogen wird daher eine antizipierte Attribution abgefragt. Die Instruktion wurde dahingehend abgeändert:

Messzeitpunkt 1: In Deinem Förderpraktikum wirst Du wahrscheinlich erleben, dass einige Schüler*innen Deiner Gruppe Schwierigkeiten haben, den behandelten Unterrichtsstoff zu verstehen. Wenn Du einmal an die leistungsschwächeren Schüler*innen Deiner zukünftigen Fördergruppe denkst, woran werden deren Misserfolge liegen?

Messzeitpunkt 2: In Deinem Förderpraktikum wirst Du wahrscheinlich erlebt haben, dass einige Schüler*innen Deiner Gruppe Schwierigkeiten hatten, den behandelten Unterrichtsstoff zu verstehen. Wenn Du einmal an die leistungsschwächeren Schüler*innen Deiner Fördergruppe denkst, woran lagen deren Misserfolge?

Bei der Interpretation der Ergebnisse ist also zu beachten, dass sich die Einschätzungen der Studierenden auf unterschiedliche Schüler*innengruppen beziehen. Eine Vergleichbarkeit der Werte ist trotzdem gegeben, da sich subjektiv bevorzugte Attributionsmuster der Studierenden für schlechte Schüler*innenleistungen auch bei der Bewertung für unterschiedliche Bezugsgruppen zeigen sollten. Die Einschätzungen der Studierenden werden auf einer vierstufigen Likert-Skala von trifft nicht zu bis trifft genau zu erhoben.

Im Kontext der COACTIV-Studie wurden die Skalen zu einem Messzeitpunkt getestet (n_PU = 341, n_mB = 340 und n_mA = 341). Die internen Konsistenzen der Skala waren im fragwürdigen bis akzeptablen Bereich (α_PU = 0,68, α_mB = 0,76 und α_mA = 0,75) (vgl. Baumert et al. 2008). In der hier vorgestellten Studie sind die internen Konsistenzen nach Ausschluss eines Items des Items mB_ASS12 („Zu große Schwierigkeit des Stoffs für diese Schüler“) mit der Ausnahme der Subskala Probleme im Unterricht zum ersten Messzeitpunkt ebenfalls im fragwürdigen bis akzeptablen Bereich (s. Tabelle 8.5). Die internen Konsistenzen konnten durch weitere Itemausschlüsse nicht weiter verbessert werden, sodass sie in der angegebenen Form verwandt wurden.

Bei der Skala zur Attribution schlechter Schüler*innenleistungen wird für jede Versuchsperson zunächst der Mittelwert der drei Unterskalen Attribution auf Probleme im Unterricht (\(\overline{PU}\)), Attribution auf mangelnde Anstrengung (\(\overline{mA}\)) und Attribution auf mangelnde Begabung (\(\overline{mB}\)) berechnet. Dieser wird ins Verhältnis zur Summe der Einzelmittelwerte gesetzt.

Ein Mittelwert von 0,3692 für PU_KG ist demnach zu interpretieren als: Die Kontrollgruppe attribuiert 36,92 % der angegebenen Ursachen auf Probleme im Unterricht. Mit diesen berechneten Anteilen wird die inferenzstatistische Überprüfung durchgeführt.

Die Bezugsnormorientierung wurde zu beiden Zeitpunkten mittels der kleinen Beurteilungsaufgabe von Rheinberg (1980) erhoben (s. Abbildung 8.1). Dabei bewerten die Studierenden die jeweils dritte Testleistung von neun fiktiven Schüler*innen, bei denen die Vorleistungen aus den beiden vorangegangenen Tests (Tendenz steigend, sinkend oder gleichbleibend) sowie der Klassendurchschnitt (liegt bei 50 Punkten) bekannt sind. Die Studierenden bewerten die Leistungen auf einer Skala von ‒5 bis + 5. Drei der Schüler haben unterdurchschnittliche Leistungen, wobei einer eine aufsteigende Tendenz, einer eine absteigende Tendenz und einer gleichbleibende Leistungen aufweist. Analog gibt es jeweils drei Schüler*innen mit durchschnittlichen und überdurchschnittlichen Leistungen.

Die Studierenden haben bei ihrer Bewertung sowohl die Möglichkeit eine individuelle Bezugsnorm anzusetzen als auch eine soziale Bezugsnorm. Eine individuelle Bezugsnormorientierung wird durch eine positive Beurteilung derjenigen Schüler*innen repräsentiert, die sich verbessert haben, ungeachtet des Vergleichs zum Durchschnitt. Die soziale Bezugsnormorientierung äußert sich in einer positiven Bewertung der Schüler*innen mit überdurchschnittlichen Leistungen und einer negativen Bewertung der Schüler*innen mit unterdurchschnittlichen Leistungen (vgl. Rheinberg 1980; Holder und Kessels 2018).

Für die Auswertung der kleinen Beurteilungsaufgabe schlägt Rheinberg (1980) vor die Kennwerte Tendenz- und Normorientierung für die beiden Bezugsnormen zu berechnen. Für diese gelten die folgenden Formeln:

Die Tendenzorientierung gibt an, inwieweit Beurteiler*innen bei ihrer Bewertung die Tendenz der Leistungsentwicklung miteinbeziehen und sich somit an der individuellen Bezugsnorm orientieren (Vergleich der Schüler*innen mit gleicher Testleistung, aber aufsteigender bzw. absteigender Tendenz). Die Niveauorientierung gibt an, wie stark das Urteil durch Niveauunterschiede beeinflusst wird (Schüler*innen mit gleichbleibenden über- bzw. unterdurchschnittlichen Leistungen). Die beiden Kennwerte sind unabhängig voneinander. Da die beiden Orientierungen nicht auf einer Skala vergleichbar sind, haben Holder und Kessels (2018) vorgeschlagen zwei Korrelationskoeffizienten zu berechnen, „die das Ausmaß der Orientierung an der sozialen (r_SBNO) und der individuellen Bezugsnorm (r_IBNO) wiedergeben.“ Die Werte werden berechnet, in dem die Bewertung der Versuchsperson (\(X_{i}\)) mit der „idealtypischen Urteilskonfiguration“ (\(Y_{i}\)) (Rheinberg 1980), welche bei ausschließlicher Verwendung der jeweiligen Bezugsnorm auftreten würde, korreliert wird.

Für die individuelle Bezugsnorm ist die idealtypische Urteilskonfiguration in der Abbildung 8.1 wiedergegeben. Je näher der Korrelationskoeffizient r_IBNO an eins liegt, desto stärker ist die individuelle Bezugsnormorientierung. Die soziale Bezugsnormorientierung (r_SBNO) wird analog berechnet.