Kurzskala zur Erfassung von Leistungsangst vor schulischen Rechtschreibsituationen
LARs - Kurzskala zur Erfassung von Leistungsangst vor schulischen Rechtschreibsituationen (PSYNDEX Tests Review)
Test Anxiety in 4th-Graders/zpid
Synonym(e): LARs-Kurzskala
Online im Internet: https://www.testarchiv.eu/de/test/9002685
Anmerkung: Das Verfahren wurde 2010 in das Testarchiv des ZPID aufgenommen
Nachweis im Testarchiv: Faber, G. (2010). LARs. Kurzskala zur Erfassung von Leistungsangst vor schulischen Rechtschreibsituationen [Verfahrensdokumentation aus PSYNDEX Tests-Nr. 9002685, Autorenbeschreibung mit Fragebogen und Auswertung, Fragebogen mit Instruktion und Auswertung]. In Leibniz-Zentrum für Psychologische Information und Dokumentation (ZPID) (Hrsg.),
Elektronisches Testarchiv. Trier: ZPID.
o Geschäftsführende Leitung des Instituts für Pädagogische Psychologie, Leibniz Universität Hannover, Schloßwender Straße 1, D-30159 Hannover ; E-Mail: gl@psychologie.uni-hannover.de ; URL: https://www.psychologie.uni-hannover.de/ ; Stand: 05.03.2021
Abstract
Diagnostische Zielsetzung:Anwendungsmöglichkeiten der Skala ergeben sich im Forschungsbereich in Untersuchungen zur struktur-, prozess- und bedingungsklärenden Analyse rechtschreibbezogener Schülerkognitionen und -emotionen. Darüber hinaus kann sie zur Evaluierung von einschlägigen Interventionsansätzen eingesetzt werden. Längerfristiges Ziel könnte der Einsatz für Zwecke einer individual- oder gruppenbezogenen Förderungsdiagnostik sein, zum Beispiel für hochängstliche Kinder mit massiven Rechtschreibschwierigkeiten.
Aufbau:
Das Verfahren umfasst 13 Items im vierstufigen, verbal-grafisch vorgegebenen Antwortformat, die inhaltlich a priori den beiden Komponenten rechtschreibängstlicher Besorgtheit (8 Items) und rechtschreibängstlicher Aufgeregtheit (5 Items) zugeordnet
wurden. Die Beantwortung der Items erfolgt durch Ankreuzen der individuell zutreffenden Ausprägung ("stimmt genau", "stimmt etwas", "stimmt kaum" und "stimmt gar nicht"). Für die Auswertung werden die den Antworten zugewiesenen Punktescores (1-4) zu einem Gesamtwert zusammengefasst.
Grundlagen und Konstruktion:
Das vorliegende Verfahren stellt den ersten Versuch dar, eine Kurzskala zur Erfassung von Leistungsangst speziell im Hinblick auf schulische Rechtschreibsituationen zu konstruieren, die für Kinder im höheren Grundschulalter einsetzbar ist. Für die Entwicklung wurden die Vorgaben des Zweikomponentenansatzes zur Bestimmung des generellen Angstkonstrukts aufgegriffen und bereichsbezogen spezifiziert. Demnach ist rechtschreibspezifische Leistungsangst als dispositionelle und somit relativ zeitstabile Bereitschaft von SchülerInnen umschrieben, auf
tatsächliche oder vorgestellte schulische Rechtschreibanforderungen, soweit diese als nicht mehr zu bewältigende und deshalb selbstwertbedrohliche Ereignisse interpretiert werden, in erhöhtem Maße besorgt und aufgeregt zu reagieren. Die Operationalisierung rechtschreibbezogener Leistungsangst wurde an unterrichtlichen Ereignissen festgemacht, wie sie für SchülerInnen immer wieder zu bewältigen sind. Im Hinblick auf die auftretende Angstreaktion wurde zwischen kognitiver Besorgtheit und affektiver Aufgeregtheit unterschieden. Es wurde eine Liste von 13 Items erstellt, die teils von bereits vorliegenden Fragebögen zu allgemeiner Leistungsangst übernommen wurden. Das Verfahren wurde zunächst einer Konstruktionsstichprobe von 141 SchülerInnen der vierten Grundschulklasse vorgegeben. Zusätzlich wurden ausgewählte Merkmale zum Selbstkonzept, zur Motivation, zum Verhalten und zu den Leistungen
der SchülerInnen erfasst. Für die LARs-Items wurden Mittelwerte, Standardabweichungen, Schwierigkeitsindizes, part-whole-korrigierte Trennschärfekoeffizienten sowie die Faktorladungen berechnet. Aufgrund der insgesamt zufriedenstellenden Kennwerte verblieben alle 13 Items in der Endversion.
Empirische Prüfung und Gütekriterien:
Neben den Daten der Konstruktionsstichprobe liegen die Ergebnisse einer längsschnittlichen Folgestudie vor (Validierungsstichprobe) mit n = 274 (Messzeitpunkt 1) bzw. n = 257 (Messzeitpunkt 2) Kindern des vierten Grundschuljahres.
Reliabilität: In beiden Studien wurden die internen Konsistenzen mittels Cronbachs Alpha, die nach Spearman-Brown aufgewerteten Split-half-Reliabilitäten sowie die Standardmessfehler berechnet. Die entsprechenden Werte fielen insgesamt zulänglich aus. Die Stabilität der LARs-Summenwerte belief sich in der längsschnittlichen Validierungsstichprobe (innerhalb eines Zeitintervalls von knapp 11 Monaten) auf rtt = .74.
Validität: Eine Faktorenanalyse legte sowohl in der Konstruktions- als auch in der Validierungsstichprobe eine einfaktorielle Lösung nahe. Zur Konstruktvalidierung wurden sowohl in der Konstruktions- als auch in der Validierungsstudie verschiedene ausgewählte Selbstkonzept-, Angst-, Motivations-, Schulleistungs- und Verhaltensmerkmale der SchülerInnen als Außenkriterien herangezogen. Multiple Regressionsanalysen konnten verdeutlichen, dass sich die Summenwerte der LARs-Kurzskala auf der Ebene der kognitiv-motivationalen Schülervariablen am besten durch das rechtschreibspezifische Selbstkonzept, auf der Ebene der Schulleistungen am besten durch die Rechtschreibkompetenzen vorhersagen ließen. Das Verfahren kann insofern vorläufige Konstruktvalidität beanspruchen, als sich die Beziehungen der mit ihm erfassten Merkmalsinformationen sowohl mit den konvergenten vs. divergenten
Leistungsvariablen als auch mit den kognitiv-motivationalen Bezugsvariablen als zureichend bereichsspezifisch erwiesen.
Normen: Eine Normierung wurde nicht vorgenommen. Angegeben werden Mittelwerte und Standardabweichungen für n = 141 Grundschulkinder in der Konstruktionsstichprobe und für n = 274 bzw. 257 Grundschulkinder in der längsschnittlichen Validierungsstichprobe.
Testkonzept
Theoretischer Hintergrund
Der Zusammenhang leistungsbezogener Ängste mit der Entstehung und Verfestigung schulischer Lernschwierigkeiten steht mittlerweile außer Frage (Helmke, 1983; Pekrun, 1991; Rost & Schermer, 2006). Die leistungsthematischen Angstreaktionen lassen sich dabei nach verschiedenen physiologischen, affektiven und kognitiven Komponenten differenzieren. Diese Komponenten sind dabei kontextabhängig ausgeprägt. Für das schulische Lehr-Lern-Geschehen liegt nahe, dass SchülerInnen ihre Kompetenz- bzw. Kontrollerfahrungen differenzierend verarbeiten und bei wiederholten Misserfolgen in einem bestimmten Lernbereich zunächst situations- oder fachspezifische Angstreaktionen entwickeln, die sich infolge länger andauernden Versagens zu generalisierten Schulängsten ausweiten können. Folglich sollten sich die Leistungsangstreaktionen nach ihren bereichs- oder schulfachspezifischen Bezügen aufschlüsseln lassen.Für den Ansatz der bereichsspezifischen Differenzierung von Schulangstreaktionen liegen bisher verhältnismäßig wenige empirische Belege vor - unter anderem von Everson, Tobias, Hartman und Gourgey (1993), Hembree (1990), Horwitz (2001), Jacobs (1982), Lukesch (1982), Marsh (1988), Schnabel und Gruehn (1994), Wigfield und Meece (1988) und mittlerweile auf einer inhaltlich wie konzeptuell breiteren Basis auch von Sparfeldt, Schilling, Rost, Stelzl und Peipert (2005) sowie Streblow (2004). Insgesamt verdeutlichen die betreffenden Befunde, dass das lange Zeit dominierende Forschungskonzept, die Prüfungsangst von SchülerInnen auf der Ebene ihrer situationsübergreifenden Ausprägungen zu analysieren, sowohl theoretisch als auch empirisch zu kurz greift. Grundsätzlich riskieren Verfahren zur Erfassung schulfachübergreifend generalisierter Angstausprägungen das intraindividuell differenzierte Angsterleben der SchülerInnen zu egalisieren (Faber, 2006). Eine weitere Einschränkung der vorliegenden Verfahren ist darin zu sehen, dass sie das Grundschulalter bisher weitgehend vernachlässigen.
Bei alledem mangelt es jenen Studien, die sich mit schulfachspezifischen Leistungsangstmaßen befasst haben, forschungsmethodisch noch häufig an zulänglich diskriminanten und konkurrenten Validierungsbefunden. Schulfachbezogene Angstfragebögen sind oftmals nur im Kontext eines umschriebenen Leistungsbereichs untersucht worden, sodass ihr bereichsspezifisch differenzieller Messanspruch empirisch nicht ausreichend fundiert erscheint.
Vor diesem Hintergrund stellt das vorliegende Verfahren den ersten Versuch dar, eine Kurzskala zur Erfassung von Leistungsangst speziell im Hinblick auf schulische Rechtschreibsituationen zu konstruieren, die für Kinder im höheren Grundschulalter einsetzbar ist. Für die Entwicklung wurden die Vorgaben des Zweikomponentenansatzes zur Bestimmung des generellen Angstkonstrukts aufgegriffen und bereichsbezogen spezifiziert (Helmke, 1983; Schwarzer, 2000). Entsprechend diesem Konzept ist rechtschreibspezifische Leistungsangst als dispositionelle und somit relativ zeitstabile Bereitschaft von SchülerInnen umschrieben, auf tatsächliche oder vorgestellte schulische Rechtschreibanforderungen, soweit diese als nicht mehr zu bewältigende und deshalb selbstwertbedrohliche Ereignisse interpretiert werden, in erhöhtem Maße besorgt und aufgeregt zu reagieren (Deffenbacher, 1980; Hembree, 1988).
Testaufbau
Das Verfahren umfasst 13 Items im vierstufigen, verbal-grafisch vorgegebenen Antwortformat, die inhaltlich a priori den beiden Komponenten rechtschreibängstlicher Besorgtheit (8 Items) und rechtschreibängstlicher Aufgeregtheit (5 Items) zugeordnet wurden. Die Beantwortung der Items erfolgt durch Ankreuzen der individuell zutreffenden Ausprägung ("stimmt genau", "stimmt etwas", "stimmt kaum" und "stimmt gar nicht").Auswertungsmodus
Für die Auswertung werden die den Antworten zugewiesenen Punktescores (1-4) zu einem Gesamtwert zusammengefasst, da sich das theoretische Zweikomponentenkonzept faktorenanalytisch nicht bestätigen ließ. Dazu ist das Item Nr. 9 vor der Auswertung umzupolen.Auswertungshilfen
Für die Auswertung liegt ein standardisiertes Kodierungsschema vor (Faber, 1993a).Auswertungszeit
Da die Auswertung nur im Addieren von Punktwerten für die einzelnen Antworten besteht, kann sie sehr rasch durchgeführt werden und dürfte kaum mehr als 5 Minuten in Anspruch nehmen (Faber, 1993a).Itembeispiele
Es werden die drei trennschärfsten Items des Verfahrens angeführt (Faber, 1993b, S. 265 f.).1. Vor jedem Diktat habe ich ein komisches Gefühl im Magen (rit = .59).
10. Vor Klassendiktaten habe ich oft Sorgen, dass ich alles vergesse, was ich geübt habe (rit = .74).
13. Wenn wir die Diktathefte zurückbekommen, möchte ich am liebsten gar nicht da sein (rit = .58).
Alle Items
Sowohl in der Konstruktions- als auch in der Validierungsstichprobe (Faber, 1993b, 1995a) wurden die folgenden LARs-Items in der angegebenen Reihenfolge verwendet: 1. Vor jedem Diktat habe ich ein komisches Gefühl im Magen.2. Wenn ich im Unterricht ein Wort an die Tafel schreiben soll, zittert mir die Hand.
3. Beim Diktat denke ich oft daran, was meine Eltern wohl dazu sagen werden.
4. Beim Diktat muss ich oft daran denken, wie viele Fehler ich diesmal wohl machen werde.
5. Wenn wir im Unterricht Rechtschreibung üben, möchte ich am liebsten so lange rausgehen.
6. Ich habe oft Angst, wenn ich daran denke, welche Note ich im Diktat bekomme.
7. Wenn ich beim Rechtschreiben an die Tafel gerufen werde, werde ich immer ganz unruhig.
8. Vor jedem Klassendiktat bin ich schon einen Tag vorher aufgeregt.
9. Vor der Klasse etwas an die Tafel zu schreiben, macht mir nichts aus.
10. Vor Klassendiktaten habe ich oft Sorgen, dass ich alles vergesse, was ich geübt habe.
11. Beim Diktat habe ich meistens Angst, dass die Lehrerin (der Lehrer) zu schnell diktiert.
12. Wenn wir Rechtschreiben im Unterricht haben, bin ich oft besorgt, dass ich nicht alles verstehe.
13. Wenn wir die Diktathefte zurückbekommen, möchte ich am liebsten gar nicht da sein.
Durchführung
Testformen
Das Verfahren kann in der Einzel- und der Gruppensituation durchgeführt werden. Parallelformen existieren nicht.Altersbereiche
Das Verfahren ist für Kinder im höheren Grundschulalter (Klasse 3 und 4) konzipiert. Hinlängliche empirische Befunde liegen allerdings erst für das vierte Grundschuljahr vor.Durchführungszeit
Die Durchführung des Verfahrens einschließlich der standardisierten Instruktion dürfte erfahrungsgemäß nicht länger als ca. 10-15 Minuten dauern.Material
Es handelt sich um einen Papier- und Bleistifttest.Instruktion
Den SchülerInnen wird eine Instruktion vorgegeben, die verdeutlicht, dass es bei der Beantwortung keine richtigen und falschen Lösungen gibt. Die Instruktion ist abgedruckt bei Faber (1993a).Durchführungsvoraussetzungen
Das Verfahren kann von jeder psychologischen bzw. pädagogischen Fachkraft mit nachweislich hinreichenden methodischen Kenntnissen angewandt werden. Lehrkräfte in der Schule sollten deshalb, bevor sie dieses Verfahren benutzen, umfassend in die Grundlagen und Methoden der pädagogisch-psychologischer Diagnostik eingeführt werden.Testkonstruktion
Die Konstruktion des Verfahrens orientierte sich an den Kriterien der Klassischen Testtheorie.Die Operationalisierung rechtschreibbezogener Leistungsangst wurde an unterrichtlichen Ereignissen festgemacht, wie sie für SchülerInnen immer wieder zu bewältigen sind. Im Hinblick auf die auftretende Angstreaktion wurde zwischen kognitiver Besorgtheit und affektiver Aufgeregtheit unterschieden. Besorgtheitsreaktionen sind dabei aufgabenirrelevante Kognitionen, die auf die Erwartung eigenen Misserfolgs und seiner befürchteten Konsequenzen, auf Einschränkungen der eigenen Bewältigungsmöglichkeiten und auf situationsgerichtete Vermeidungsvorstellungen bezogen sein können. Aufgeregtheitsreaktionen beziehen sich auf unangenehme affektive Zustände vor und während der Auseinandersetzung mit den kritischen Anforderungen. Für die Operationalisierung kam es insbesondere darauf an, durch die Itemformulierungen keine expliziten Bedrohungshinweise zu präsentieren. Vielmehr sollte den SchülerInnen genügend Deutungsspielraum belassen werden, um das individuell vorliegende Ausmaß an erlebter Bedrohung aufgrund ihrer subjektiven Kompetenz- und Kontrollerwartungen selbst zu erschließen.
Auf diese Weise wurde eine Liste von 13 Items erstellt, die teils von bereits vorliegenden Fragebögen zu allgemeiner Leistungsangst übernommen wurden (Pekrun, 1983; Schwarzer, 2000; Wieczerkowski, Nickel, Janowski, Fittkau & Rauer, 1979). Acht Items thematisieren die rechtschreibspezifischen Besorgtheitsreaktionen - im Einzelnen beziehen sie sich auf die subjektive Erwartung von Misserfolg im Diktat und im Rechtschreibunterricht (Items 4, 10, 12), auf die Antizipierung negativer Konsequenzen eines schlechten Diktatergebnisses (Items 3, 6), auf die Realisierung akuter Vermeidungsgedanken (Items 5, 13) und auf die befürchtete Beeinträchtigung durch das Lehrerverhalten (Item 11). Fünf Items thematisieren die rechtschreibspezifischen Aufgeregtheitsreaktionen - im Einzelnen beziehen sie sich auf das im Zusammenhang mit einschlägigen unterrichtlichen Anforderungen erlebte Ausmaß an physiologischer Erregung (Items 1, 2, 7) und affektiver Anspannung (Items 8, 9). Tendenziell dürften mit diesen Aufgeregtheitsreaktionen zugleich auch sozialängstliche Bewertungsreaktionen hinsichtlich der dargestellten Unterrichtssituationen assoziiert sein.
Das Verfahren wurde zunächst einer Konstruktionsstichprobe von 141 SchülerInnen der vierten Grundschulklasse vorgegeben. Zusätzlich wurden ausgewählte Merkmale zum Selbstkonzept, zur Motivation, zum Verhalten und zu den Leistungen der SchülerInnen erfasst. Dabei wurde das rechtschreibbezogene Selbstkonzept mittels des eigens entwickelten rsSK-Fragebogens erhoben (Faber, 1991, 2007; siehe die PSYNDEX Tests-Beschreibung Nr. 9002333). Für die LARs-Items wurden Mittelwerte, Standardabweichungen, Schwierigkeitsindizes, part-whole-korrigierte Trennschärfekoeffizienten (Tabelle 2) sowie die Faktorladungen berechnet. Aufgrund der insgesamt zufriedenstellenden Kennwerte verblieben alle 13 Items in der Endversion des Verfahrens.
Die durchgeführte Faktorenanalyse (PCA) legte eine einfaktorielle Lösung nahe. Die a priori vorgenommene Trennung der beiden Komponenten Besorgtheit und Aufgeregtheit fand sich empirisch nicht bestätigt. Provisorisch gebildete Analyseskalen zur rechtschreibängstlichen Besorgtheit und Aufgeregtheit korrelierten zu r = .65, sodass zumindest die theoretische Unterscheidung in eine kognitive und eine affektive Reaktionskomponente gerechtfertigt werden kann. Dabei lag die mittlere Trennschärfe für die Besorgtheitsskala bei rit = .52, für die Aufgeregtheitsskala bei rit = .48. Somit zeigte sich, dass sich diese beiden Analyseskalen zwar empirisch noch trennen lassen, diese Trennung aber faktoriell nicht abgesichert ist.
Zu den biographischen Merkmalen Alter und Geschlecht ergab sich in der Konstruktionsstichprobe keine signifikante Korrelation. Die Ergebnisse der längsschnittlichen Folgestudie (Validierungsstichprobe) mit n = 274 (Messzeitpunkt 1) bzw. n = 257 (Messzeitpunkt 2) Kindern des vierten Grundschuljahres konnten diese Befunde über beide Messzeitpunkte jeweils weitreichend bestätigen. Dabei zeigte sich unter anderem auch, dass die befragten Mädchen trotz signifikant besserer Rechtschreibleistungen sich im Ausmaß ihrer rechtschreibängstlichen Besorgtheit und Aufgeregtheit nicht von den Jungen unterschieden (Faber, 1995a).
Gütekriterien
Objektivität
Aufgrund der Fragebogenform mit gebundener Beantwortung, der Vorgabe standardisierter Instruktionen sowie der Verfügbarkeit eines standardisierten Auswertungsschlüssels können die Durchführungs- und Auswertungsobjektivität des Verfahrens als gesichert gelten.Reliabilität
In beiden Studien wurden die internen Konsistenzen mittels Cronbachs Alpha, die nach Spearman-Brown aufgewerteten Split-half-Reliabilitäten (rit) sowie die Standardmessfehler (SE) berechnet. Die entsprechenden Werte fielen insgesamt zulänglich aus (Tabelle 1).Tabelle 1
Reliabilitäten und Standardmessfehler
--------------------------------------------------
Alpha rit SE
--------------------------------------------------
Konstruktionsstichprobe .85 .88 3.0
Validierungsstichprobe MZP1 .87 .89 3.1
Validierungsstichprobe MZP2 .90 .89 3.3
--------------------------------------------------
Die Stabilität der LARs-Summenwerte belief sich in der längsschnittlichen Validierungsstichprobe (innerhalb eines Zeitintervalls von knapp 11 Monaten) auf rtt = .74 (Faber, 1995a).
Validität
Zur internen Validierung wurde die faktorielle Struktur der erfassten Leistungsangstreaktionen ermittelt. Die Faktorenanalyse (PCA) legte sowohl in der Konstruktions- als auch in der Validierungsstichprobe eine einfaktorielle Lösung nahe (Tabelle 2). Die auf Itemniveau unterschiedenen Besorgtheits- und Aufgeregtheitsreaktionen werden somit am besten durch einen gemeinsamen Leistungsangstfaktor repräsentiert (Faber, 1993b, 1995a).Tabelle 2
Faktorladungen a und Trennschärften rit
--------------------------------------------------
Item Konstruktions-/Validierungsstichprobe
a rit a rit a rit
--------------------------------------------------
LARs 01 .66 .59 .60 .52 .63 .56
LARs 02 .54 .45 .62 .54 .66 .59
LARs 03 .53 .46 .61 .53 .64 .57
LARs 04 .53 .52 .61 .53 .70 .63
LARs 05 .46 .36 .57 .48 .59 .52
LARs 06 .59 .50 .69 .61 .74 .68
LARs 07 .64 .55 .66 .58 .70 .63
LARs 08 .60 .53 .58 .50 .64 .57
LARs 09 .50 .37 .49 .41 .58 .51
LARs 10 .82 .74 .73 .65 .78 .72
LARs 11 .63 .51 .68 .59 .69 .62
LARs 12 .61 .47 .72 .63 .72 .65
LARs 13 .66 .58 .66 .57 .70 .63
--------------------------------------------------
Zur Konstruktvalidierung (Tabelle 3) wurden sowohl in der Konstruktions- als auch in der Validierungsstudie verschiedene ausgewählte Selbstkonzept-, Angst-, Motivations-, Schulleistungs- und Verhaltensmerkmale der SchülerInnen als Außenkriterien herangezogen (Faber, 1993b, 1995a, 1995b, 2000). Dabei ergab sich in beiden Studien eine negative Korrelation zu den verschiedenen Komponenten des schulischen Fähigkeitsselbstkonzepts, die im Einzelnen erkennbar bereichsspezifisch ausfielen. Die mathematik- und rechtschreibbezogen erfragten Leistungsangstausprägungen erwiesen sich zudem als voneinander unabhängig. Weiter zeigte sich, dass SchülerInnen mit einem hohen rechtschreibbezogenen Angstniveau ungünstige Leistungsergebnisse vorrangig internal-stabil attribuierten und in der eigenen Person begründet sahen, während sie günstige Ergebnisse eher external attribuierten und auf äußere Einflüsse zurückführten. Hinsichtlich des allgemeinen Selbstwertgefühls ergab sich, dass ein hohes Ausmaß an rechtschreibbezogen erlebter Leistungsangst mit generalisierten Selbstabwertungstendenzen einherging (Faber, 2002).
Mit den erhobenen Schulleistungen korrelierte die LARs-Kurzskala in beiden Studien negativ, wobei die Stärke dieser Beziehungen vom jeweiligen Lernbereich abhing. Die Korrelationen der LARs-Kurzskala und der mathematikspezifischen Leistungsangst mit verschiedenen Validierungsvariablen fielen in schulfachspezifisch differenzieller Weise aus (Faber, 1993b).
Tabelle 3
Validitätskoeffizienten der LARs-Kurzskala
----------------------------------------------------------------------Anmerkungen. rsSK = rechtschreibbezogenes Selbstkonzept; ***p < .001, **p < .01, *p < .05.
Konstruktions-/Validierungsstichprobe
----------------------------------------------------------------------
Geschlecht .05 -.02 -.06
Faehigkeitsselbstkonzept -.43*** -.52*** -.60***
rsSK-Skala Total -.58***
rsSK-Skala Hilflosigkeit .77*** .82***
rsSK-Skala Pruefungszuversicht -.50*** -.57***
rsSK-Skala Affektive Abwertung .37*** .35***
Mathematisches Selbstkonzept -.23**
Mathematische Leistungsangst .47***
Allgemeines Selbstwertgefuehl -.56*** -.64*** -.64***
Testleistung Rechtschreiben -.32*** -.43*** -.40***
Lehrerurteil Rechtschreiben .36*** .50*** .56***
Lehrerurteil Mathematik .19* .40*** .45***
Lehrerurteil regressives Verhalten .14 .36*** .26***
Lehrerurteil aengstliches Verhalten .23*** .21***
----------------------------------------------------------------------
Entsprechende multiple Regressionsanalysen konnten diese Befunde präzisieren und verdeutlichen, dass sich die Summenwerte der LARs-Kurzskala auf der Ebene der kognitiv-motivationalen Schülervariablen am besten durch das rechtschreibspezifische Selbstkonzept, auf der Ebene der Schulleistungen am besten durch die Rechtschreibkompetenzen vorhersagen ließen (Faber, 1995a, 1995b). Die ausnehmend hohe Kovariation vor allem mit der rsSK-Skala Hilflosigkeit erscheint dabei konzeptuell plausibel und erwartungsgemäß, erweist sich in psychometrischer Hinsicht indes auch als weiter diskussionswürdiger Befund.
Das Verfahren kann insofern vorläufige Konstruktvalidität beanspruchen, als sich die Beziehungen der mit ihm erfassten Merkmalsinformationen sowohl mit den konvergenten vs. divergenten Leistungsvariablen als auch mit den kognitiv-motivationalen Bezugsvariablen als zureichend bereichsspezifisch erwiesen.
Normierung
Eine Normierung wurde nicht vorgenommen. Angegeben werden Mittelwerte und Standardabweichungen für n = 141 Grundschulkinder in der Konstruktionsstichprobe (Faber, 1993b) und für n = 274 bzw. 257 Grundschulkinder in der längsschnittlichen Validierungsstichprobe (Faber, 1995a).Anwendungsmöglichkeiten
Anwendungsmöglichkeiten der Skala ergeben sich derzeit zunächst einmal im Forschungsbereich, vorrangig in Untersuchungen zur struktur-, prozess- und bedingungsklärenden Analyse rechtschreibbezogener Schülerkognitionen und -emotionen. Darüber hinaus kann sie zur Evaluierung von einschlägigen Interventionsansätzen eingesetzt werden (Berger, 2001; Faber, 2010; Matthes, 1994). Längerfristiges Ziel könnte der Einsatz für Zwecke einer individual- oder gruppenbezogenen Förderungsdiagnostik sein, zum Beispiel für hochängstliche Kinder mit massiven Rechtschreibschwierigkeiten. Ein entscheidender Vorteil ihrer Verwendung in entsprechenden pädagogisch-psychologischen Kontexten läge vor allem auch in der Möglichkeit, die typischerweise auftretenden Probleme bei der Beurteilung individueller Leistungsangstausprägungen, insbesondere die Auswirkungen eines bei Lehrkräften leistungsabhängig nachgewiesenen Urteilsbias, gezielt kontrollieren bzw. reduzieren zu können (Faber, 2001).Bewertung
Die Kurzskala zur Erfassung von Leistungsangst vor schulischen Rechtschreibsituationen (LARs) sucht eine inhaltliche Lücke im Methodenrepertoire der Leistungsangstforschung zu beheben. Die theoretisch postulierte Differenzierung in eine Aufgeregtheits- und eine Besorgniskomponente der rechtschreibbezogenen Leistungsangst konnte jedoch durch die faktorielle Struktur der Skala wiederholt nicht bestätigt werden. Mit diesem Befund mag auf den Umstand verwiesen sein, dass beide Komponenten in ihrer schulfachlichen Ausprägung zwar konzeptuell und prozessual unterscheidbar, empirisch indes nicht hinlänglich separierbar erscheinen (Faber, 2000). Weiter klärungsbedürftig erscheint schließlich auch das relativ überhöhte Angstniveau der Mädchen.Anhaltspunkte zur Optimierung des Verfahrens bieten sich sicherlich in der Formulierung verschiedener Items. Die empirische Klärung des Zusammenhangs der Skala mit einem fachunspezifisch generalisierten Leistungsangstmaß steht überdies noch aus. Ebenso sollte empirisch noch zu prüfen sein, inwieweit die Skala bereits im dritten Grundschuljahr und in den unteren Klassenstufen des Sekundarbereichs eingesetzt werden kann. Unter diesem Vorbehalt dürften die vorliegenden Ergebnisse gleichwohl eine Verwendung der LARs-Kurzskala zur Validierung ähnlicher schulfachspezifisch konzipierter Erhebungsinstrumente gestatten (Frühauf, 2008; Krinzinger et al., 2007).
Literatur
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Autorenbeschreibung: Günter Faber (17.07.2010)
Klassische Testtheorie; Fragebögen; Rating-Skalen; Pädagogisches Testen; Persönlichkeitstests; Grundschulkinder; Pädagogische Psychologie; Kognition (Erkenntnisprozess); Leistungsangst; Prüfungsangst; Orthographie; Buchstabieren; Leistung (Schule und Hochschule)
Persönlichkeitstests zur Angst; Schulbezogene Einstellungstests
9.3; 7.5.1