Skalen zur schulfachspezifischen Leistungsangst im Lesen und Rechnen für das vierte Grundschuljahr
lereLA-GS4 - Skalen zur schulfachspezifischen Leistungsangst im Lesen und Rechnen für das vierte Grundschuljahr (PSYNDEX Tests Review)
Scales for Measuring Elementary Fourth Graders Reading and Mathematics Anxiety/zpid
Online im Internet: https://www.testarchiv.eu/de/test/9006927
Anmerkung: Das Verfahren wurde 2015 in das Testarchiv des ZPID aufgenommen
Nachweis im Testarchiv: Faber, G. (2015). lereLA-GS4. Skalen zur schulfachspezifischen Leistungsangst im Lesen und Rechnen für das vierte Grundschuljahr [Verfahrensdokumentation aus PSYNDEX Tests-Nr. 9006927, 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:Die Skalen sollen die schulfachspezifische Leistungsangst von Grundschulkindern der vierten Jahrgangsstufe im Lesen und Rechnen erfassen. Sie sollten sich insbesondere als Forschungsinstrumente zur Analyse unterrichtlicher Lehr-Lern-Prozesse nutzen lassen, für Analysen zur Diagnosekompetenz von Lehrkräften bezüglich der klassenintern bestehenden Leistungsängste und für die Evaluation entsprechend proaktiver Unterrichts- und remedialer Interventionskonzepte.
Aufbau:
Beide Skalen ("Lesen" und "Rechnen") setzen sich pro Schulfach aus jeweils 6 vierstufigen Schätzitems zusammen.
Grundlagen und Konstruktion:
Auf der Basis der Klassischen Testtheorie wurden die 12 Items einer Hauptkomponentenanalyse (mit Varimaxrotation)
unterzogen, die ein klares zweifaktorielles Ladungsmuster im Hinblick auf die erfragten Schulfächer ergab. Beide Skalen erfassen die leistungsthematischen Selbsteinschätzungen somit in fachspezifisch differenzieller Weise.
Empirische Prüfung und Gütekriterien:
Die Skalen wurden in einer Stichprobe von N = 266 Kindern des vierten Grundschuljahres eingesetzt und erprobt. Alle Klassen stammten aus Grundschulen mit offenen Ganztagsangeboten.
Reliabilität: Die internen Konsistenzen fielen für beide Skalen noch akzeptabel aus (Alpha > = .75).
Validität: Die Beziehungen der beiden Skalen zu ausgewählt herangezogenen Leistungsmaßen und kognitiv-motivationalen Bezugsvariablen ergaben ein klares schulfachspezifisches Muster. Geschlechtsabhängige Unterschiede in den Ausprägungen ihrer Summenwerte fanden sich im Rechnen zugunsten der Jungen. Und schließlich ließen sich signifikante Zusammenhänge beider Skalen mit verschiedenen Kontextvariablen, im Einzelnen mit dem wahrgenommenen Verhalten der Lehrkräfte und dem sozialen Klassenklima, indes nicht mit der generellen Schulunlust der Schülerinnen und Schüler, nachweisen.
Testkonzept
Theoretischer Hintergrund
Das Konstrukt schulischer Leistungsangst verweist auf die überdauernde Bereitschaft von Schülerinnen und Schülern, bestimmte leistungsthematische Anforderungssituationen subjektiv als (selbstwert)bedrohlich wahrzunehmen und darauf mental, physisch und behavioral mit individuell kennzeichnenden Erregungs- und Affektzuständen - insbesondere mit erhöhter kognitiver Besorgtheit und emotionaler Aufgeregtheit - zu reagieren (Schwarzer, 2000). Die betroffenen Schülerinnen und Schüler erleben gegenüber den kritischen Unterrichtsanforderungen, die sie tatsächlich oder vermeintlich nicht mehr bewältigen können, den Verlust eigener Handlungs- und Kontrollmöglichkeiten. Einschlägige Leistungs- und Prüfungssituationen werden von ihnen zunehmend als aversive Ereignisse eingeschätzt, die unausweichlich zu neuerlichem Misserfolg führen müssen. Infolge der realen oder auch nur gedanklichen Konfrontation mit derartigen Ereignissen beginnen sie schließlich entsprechend ängstliche Erwartungshaltungen und Verhaltensmuster auszubilden, die sich ihrerseits wieder fortschreitend leistungsmindernd auswirken können. Über die Zeit formieren sich so zirkuläre Leistungs-Angst-Abhängigkeiten, die sich in ihren negativen Konsequenzen auf das Lernverhalten, die kognitiv-motivationale Orientierungen und die psycho-emotionale Befindlichkeit der betroffenen Schülerinnen und Schüler gleichsam selbst aufrechterhalten (Ahmed, Minnaert, Kuyper & van der Werf, 2012; Faber, 2012a; Grover, Ginsburg & Ialongo, 2007; Pekrun, 1991; Schnabel & Gruehn, 1994). Dabei wirkt sich ein individuell erhöhtes Leistungsangstniveau wesentlich über die Beeinträchtigung kognitiver Prozesse während der Aufgabenbearbeitung aus, indem es die aktuelle Aufmerksamkeit der leistungsängstlichen Schülerinnen und Schüler übermäßig durch aufgabenirrelevante Kognitionen, etwa verstärkte Selbstzweifel (Schwarzer, 1996), bindet und in der Folge zu einer eingeschränkten Nutzung ihrer aufgabenbezogen verfügbaren Gedächtnisressourcen führt (Everson, Smodlaka & Tobias, 1994; Hopko, Ashcraft, Gute, Ruggiero & Lewis, 1998; Ramirez, Gunderson, Levine & Beilock, 2013). Für den Verlauf und die Qualität schulischer Bildungsprozesse muss die Entwicklung leistungsängstlicher Besorgtheit und Aufgeregtheit somit als kognitiv-motivationaler Risikofaktor gelten, dessen Analyse zur Klärung inter- wie intraindividueller Leistungsdifferenzen und zur Sondierung zuträglicher Lernbedingungen beitragen sollte (Dalbert & Stöber, 2008).Bei alledem zeichnet sich in der pädagogisch-psychologischen Leistungsangstforschung über die vergangenen Jahrzehnte eine fortschreitende Differenzierung ihrer konzeptuellen Modellierungen ab. Die ursprünglich vorherrschende Annahme eines strukturell weitgehend homogenen Leistungsangstphänomens ist längst zugunsten einer mehrperspektivischen Betrachtungsweise aufgegeben worden, die das Leistungsangstkonstrukt nach seinen maßgeblichen Strukturkomponenten, Wirkprozessen und Kontextbezügen aufzuschlüsseln sucht (Zeidner, 1998). Die Forschungslage zur reaktionsspezifischen Konstruktdifferenzierung hat die Unterscheidung einer leistungsängstlichen Besorgtheits- von einer leistungsängstlichen Aufgeregtheitskomponente mittlerweile weithin bestätigen können. Wiewohl beide Komponenten beträchtlich korreliert sind, erscheinen sie prozessual jeweils eigenständig an der Aktualgenese schulischer Leistungsangst beteiligt. Dabei haben sich vor allem die Besorgtheitskognitionen in bedeutsamer Weise als lernabträglich nachweisen lassen, insoweit sie verhältnismäßig stärker negativ mit den Schulleistungen kovariieren (Deffenbacher, 1980; Faber, 2000; Hembree, 1988; Rost & Schermer, 1989). Darüber hinaus hat die Forschungslage zur situationsspezifischen Konstruktdifferenzierung belegen können, dass Schülerinnen und Schüler ihre individuellen Kompetenz- und Kontrollerfahrungen in Abhängigkeit vom jeweiligen Anforderungskontext verarbeiten und demgemäß im Hinblick auf intraindividuell unterschiedlich bewältigte Lernbereiche auch analog differenzierende Leistungsreaktionen realisieren. So zeigen sich schulfachbezogen erfragte Leistungsangstmaße überwiegend nur mäßig untereinander korreliert, zugleich mit den kognitiv-motivationalen Überzeugungen und Leistungen desselben Fachs deutlich stärker assoziiert (Faber, 1995b; Jakobs, 1982; Sparfeldt, Schilling, Rost, Stelzl & Peipert, 2005; Streblow, 2004). Inzwischen liegt eine Reihe von Verfahren zur Erfassung schulfach- bzw. domänenspezifischer Leistungsängste vor. Dabei handelt es sich mehrheitlich um Fragebögen zur Leistungsangst im Fach Mathematik (Ko & Vi, 2011; Hopko, Mahadevan, Bare & Hunt, 2003; Morris, Kellaway & Smith, 1978; Plake & Parker, 1982; Rounds & Hendel, 1980; Suinn & Edwards, 1982; Wigfield & Meece, 1988). Daneben finden sich auch noch diverse Skalen zur Erfassung von Leistungsangst beim Erlernen und Anwenden einer Fremdsprache (Aydin, 2009; Cheng, Horwitz & Schallert, 1999; Faber, 2012c; Horwitz, 1986) - verhältnismäßig seltener sind bislang Instrumente zur Erfassung von Leistungsangst in den Naturwissenschaften, im Rechtschreiben, im Sport sowie beim Umgang mit Computern entwickelt worden (Faber, 1995a; Güzeller & Dogru, 2012; McInerney, Marsh & McInerney, 1999; Smith, Smoll, Cumming & Grossbard, 2006). Allerdings mangelt es etlichen Studien, die sich mit der Konstruktion schulfach- bzw. domänenspezifischer Leistungsangstskalen befasst haben, forschungsmethodisch an zulänglich diskriminanten und konkurrenten Validierungsbefunden. Die betreffenden Instrumente sind oftmals nur im Kontext eines umschriebenen Lernbereichs untersucht worden, sodass ihr bereichsspezifisch differenzieller Messanspruch empirisch nicht hinreichend fundiert erscheint. Überdies ist eine Reihe dieser Verfahren ausschließlich in Stichproben aus dem Sekundarstufenbereich und universitären Bildungsgängen erprobt worden.
Für das Grundschulalter, das im Hinblick auf die frühe Genese und spätere Stabilisierung schulfachspezifischer Leistungsangst vornehmlich in den Kernfächern Rechnen und Lesen von maßgeblicher Bedeutung sein dürfte (Grover et al., 2007; Zeidner, 1998), liegen vor allem psychometrisch erprobte und validierte Angstskalen zur Domäne Mathematik vor. Dabei zeigen die Befunde zu einzelnen Verfahren, dass sich das Konstrukt mathematikspezifischer Leistungsangst noch nach distinkten Subkomponenten auflösen und weiter differenzieren lässt (Chiu & Henry, 1990; Gierl & Bisanz, 1995). Einige Verfahren, denen in ähnlich differenzierter Weise die Operationalisierung des Leistungsangstkonstrukts nach Maßgabe prototypisch mathematischer Anforderungs- und Kontextmomente gelingt, halten indes nicht unproblematische Antwortformate vor - indem sie reaktionsbezogen hoch inferente, im Einzelnen auch affektiv konnotierte Schätzkategorien verwenden und die konzeptuell mindestens sinnvolle Unterscheidung in leistungsängstliche Besorgtheits- und Aufgeregtheitskognitionen unbeachtet lassen. Gemessen am einschlägigen Forschungsstand erscheint ihre Konstruktvalidität somit im Hinblick auf die zureichende Erfassung des subjektiven Leistungsangsterlebens fraglich (Jameson, 2013; Suinn, Taylor & Edwards, 1988; Wu, Barth, Amin, Malcarne & Menon, 2012). Und schließlich thematisiert der für den deutschsprachigen Forschungsraum adaptierte "Fragebogen zur Rechenangst" lediglich mit einer von vier Subskalen die fachspezifische Leistungsangst, wobei hier ausschließlich Items zur erlebten Besorgtheit dargeboten werden (Krinzinger et al., 2007). Für eine konzeptuell breiter ausgelegte und vergleichsweise präzisere Klärung mathematikbezogener Leistungsangst von Grundschulkindern empfiehlt sich das "Mathematikangstinterview" (Kohn et al., 2013), das sich absehbar eher als förderrelevantes Diagnose- denn als praktikables Forschungsinstrument eignen dürfte. Zur Domäne Lesen finden sich für das Grundschulalter demgegenüber keine psychometrisch geklärten und zureichend validierten Verfahren. Abgesehen von einzelnen älteren Skalenentwicklungen für das höhere Schulalter (Brozo, Schmelzer & Spires, 1983; Zbornik & Wallbrown, 1991) liegen konzeptuell und empirisch angemessen ausgewiesene Instrumente zur Erfassung von Leseangst vorzugsweise für den Erwerb der Fremdsprache Englisch vor (Saito, Horwitz & Garza, 1999; Zoghi & Alivandivafa, 2014).
Vor diesem Hintergrund erwies es sich für eine eigene Untersuchung der kognitiv-motivationalen Merkmale von Kindern des vierten Grundschuljahres (Faber, 2010b) als erforderlich, ein ökonomisch anwendbares und theoretisch zureichend verankertes Verfahren zur Erfassung der schulfachspezifischen Leistungsangst im Lesen und Rechnen zu entwickeln. Für vergleichende Analysen zwischen den Fächern sollten beide Skalen auf demselben Itemstamm basieren. Für jedes Fach wurden daher Items mit weitgehend identischem Wortlaut formuliert. Dazu wurden die Vorgaben des Zwei-Komponenten-Konzepts zur Bestimmung des generellen Angstkonstrukts aufgegriffen und bereichsbezogen spezifiziert (Schwarzer, 2000). Dementsprechend ist die lese- und rechenbezogene Leistungsangst als dispositionelle und somit relativ zeitstabile Bereitschaft von Schülerinnen und Schülern gefasst, auf tatsächliche oder vorgestellte Anforderungen, soweit diese von ihnen subjektiv als nicht mehr zu bewältigende und deshalb (selbstwert-)bedrohliche Ereignisse interpretiert werden, in erhöhtem Maße besorgt und aufgeregt, ebenso vermeidend zu reagieren (Deffenbacher, 1980).
Testaufbau
Das schulfachspezifische Leistungsangsterleben der Schülerinnen und Schüler wird im Lesen und Rechnen mit jeweils sechs Items erfragt, die mehrheitlich einer bereits bewährten Skala zur rechtschreibspezifischen Leistungsangst (Faber, 1995a) entlehnt und der hier untersuchten Klassenstufe schulfachbezogen angepasst worden sind. Sie thematisieren mittels positiver wie negativer Formulierungen prototypisch ausgewählte Anforderungsmomente im Lesen und Rechnen - im Einzelnen hinsichtlich der subjektiv erlebten Ausmaßes an Besorgtheits- (Items 03, 04, 05), Aufgeregtheits- (Items 01, 06) und Vermeidungskognitionen (Item 02). Faktoriell lassen sich die pro Fach verwendeten Items jeweils einer latenten Dimension zuordnen. Die Beantwortung der Aufgaben erfolgt durch Ankreuzen eines vierstufigen Schätzformats, das grafisch vorgegeben und verbal verankert ist.Auswertungsmodus
Die Antworten sind im geschlossenen Schätzformat vorgegeben: "Stimmt gar nicht", "stimmt kaum", "stimmt etwas" und "stimmt genau". Die positiv formulierten Items 01, 02, 04, 05 und 06 werden entsprechend aufsteigend, das negativ formulierte Item 03 wird invers kodiert.Auswertungshilfen
Die Auswertung geschieht mithilfe eines standardisierten Kodierungsschlüssels, der im Elektronischen Testarchiv des ZPID online zugänglich ist.Auswertungszeit
Pro Fall beläuft sich die Auswertungszeit auf etwa 5 Minuten.Itembeispiele
"Beim Lesen/Rechnen weiß ich immer gleich, dass es schlecht wird."Alle Items
Die 12 Items zum Lesen (leLA) und Rechnen (reLA), die aufgrund der faktorenanalytischen Ergebnisse allesamt für die endgültige Skalenbildung herangezogen worden sind, erscheinen im Fragebogen in der aufgeführten Reihenfolge:leLA 01 Beim Lesen im Unterricht wird mir immer ganz unwohl.
leLA 02 Wenn wir im Unterricht lesen, möchte ich am liebsten so lange rausgehen.
leLA 03 Vor der Klasse vorzulesen macht mir nichts aus.
leLA 04 Im Lesen habe ich Sorgen, dass ich es nicht gut mache.
leLA 05 Beim Lesen weiß ich immer gleich, dass es schlecht wird.
leLA 06 Wenn ich etwas vorlesen soll, werde ich immer ganz aufgeregt.
reLA 01 Beim Rechnen im Unterricht wird mir immer ganz unwohl.
reLA 02 Wenn wir im Unterricht rechnen, möchte ich am liebsten so lange rausgehen.
reLA 03 Etwas an der Tafel zu rechnen macht mir nichts aus.
reLA 04 Im Rechnen habe ich Sorgen, dass ich es nicht kann.
reLA 05 Beim Rechnen weiß ich immer gleich, dass es schlecht wird.
reLA 06 Wenn ich etwas vorrechnen soll, werde ich immer ganz aufgeregt.
Durchführung
Testformen
Die Skalen können sowohl in der Einzel- wie auch in der Gruppensituation angewandt werden. Parallelformen liegen nicht vor.Altersbereiche
In Anbetracht der untersuchten Stichproben empfiehlt sich ihre Anwendung in der dritten und vierten Jahrgangsstufe der Grundschule.Durchführungszeit
Instruktion und Datenerhebung beanspruchen etwa 10 Minuten.Material
Es werden lediglich Fragebogen und Schreibgerät benötigt. Der Fragebogen ist im Elektronischen Testarchiv des ZPID online zugänglich.Instruktion
Die Instruktion ist im Elektronischen Testarchiv des ZPID online zugänglich.Durchführungsvoraussetzungen
Der Fragebogen sollte derzeit nur von Personen mit zureichenden methodischen Kenntnissen und Kompetenzen im Kontext entsprechender Forschungsvorhaben verwendet werden.Testkonstruktion
Die Testkonstruktion orientierte sich an den Kriterien der Klassischen Testtheorie.Die Skalen wurden in Grundschulen mit offenem Ganztagsangebot in der vierten Jahrgangsstufe (von 134 Mädchen und 132 Jungen) bearbeitet, wobei für keine der untersuchten Variablen signifikante Unterschiede in Abhängigkeit von der Teilnahme an den nachmittäglichen Angeboten nachzuweisen waren. Der Anteil an Kindern mit Migrationshintergrund lag bei 39% (Faber, 2010b). Die Datenerhebung erfolgte klassenweise in Abwesenheit der zuständigen Lehrkräfte.
Das Ergebnis einer Hauptkomponentenanalyse (mit Varimaxrotation) erbrachte ein klares zweifaktorielles Ladungsmuster (Eigenwerteverlauf: e1 = 3.706, e2 = 2.059, e3 = 0.983). Alle Items weisen sehr hohe Faktorladungen auf und können als Markiervariablen (a > = .35) gelten, die mehr als die Hälfte der empirisch insgesamt erklärten Itemvarianz (a2/h2 > = .50) abbilden (Fürntratt, 1969). Die part-whole-korrigierten Trennschärfen liegen in einem guten bis hervorragenden Wertebereich. Auf dieser Basis wurden für jedes Fach entsprechende Skalen mit jeweils 6 Items gebildet.
Tabelle 1
Faktorladungen (a), Kommunalitäten (h2) und part-whole-korrigierte Trennschärfen (rit)
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Item a1 a2 h2 a2/ h2 rit
--------------------------------------------------
leLA 01 -.075 .667 .450 .989 .501
leLA 02 -.076 .631 .404 .986 .450
leLA 03 -.065 .612 .378 .991 .438
leLA 04 -.115 .683 .479 .974 .506
leLA 05 -.142 .708 .522 .960 .551
leLA 06 -.099 .662 .448 .978 .493
reLA 01 .833 -.175 .725 .957 .765
reLA 02 .781 -.060 .614 .993 .781
reLA 03 .791 -.074 .631 .992 .810
reLA 04 .535 -.185 .320 .894 .752
reLA 05 .600 -.118 .374 .963 .757
reLA 06 .648 -.004 .420 .999 .788
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Eigenwert 3.71 2.06
Varianz 25.5 22.6
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Die Summenwerte dieser Skalen zeigen sich zu r = .39 (p < .001) mäßig korreliert und erfassen hinreichend separierbare, mithin schulfachspezifische Konstruktausprägungen. Dieses Ergebnis ließ sich durch eine konfirmatorische Modellprüfung (CFA), die ergänzend vorgenommen wurde, auch inferenzstatistisch bestätigen (Chi-quadarat/df = 1.956, NFI = 0.984, TLI = 0.987, CFI = 0.992, RMSEA = 0.060). Das schulfachspezifische Messmodell mit zwei latenten Leistungsangstvariablen erreichte eine insgesamt akzeptable Passungsgüte (Moosbrugger & Schermelleh-Engel, 2012). Sämtliche Items werden durch die latente Leistungsangstvariable signifikant und im Betrag hinlänglich aufgeklärt, insoweit die standardisierten Beta-Gewichte im Lesen zwischen bmin = .444 und bmax = .658, im Rechnen zwischen bmin = .502 und bmax = .773 liegen. Die latenten Leistungsangstvariablen korrelieren zu r = .42 (p = .000).
Entwicklungspsychologisch erwartungsgemäß berichteten die befragten Viertklässler ein insgesamt niedriges Leistungsniveau in beiden Schulfächern. Die Verteilung der Skalensummen fiel für beide Schulfächer daher deutlich linkssteil aus. Die z-transformierten Schiefewerte (Field, 2009) ließen eine signifikante Abweichung von der Normalverteilung erkennen, sodass die korrelativen Zusammenhänge zwischen diesen Skalensummen und den herangezogenen Validierungskriterien tendenziell unterschätzt sein dürften (Cohen, Cohen, West & Aiken, 2003).
Tabelle 2
Deskriptive Statistiken, Reliabilitätskoeffizienten (Cronbachs Alpha, Split-Half nach Spearman-Brown) und Standardmessfehler (se)
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Cronbachs Split-
AM SD zSchiefe zKurtosis Alpha Half se
--------------------------------------------------------------------------------
Skala leLA-GS4 10.9 3.9 5.20 0.41 .75 .67 2.0
Skala reLA-GS4 10.9 4.4 5.93 0.42 .81 .78 1.9
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Gütekriterien
Objektivität
Die Durchführungs- und Auswertungsobjektivität kann aufgrund verbindlicher Instruktionen und eines vorgegebenen Auswertungsschlüssels als gesichert gelten.Reliabilität
Die internen Konsistenzen wurden sowohl über Cronbachs Alpha als auch über die nach Spearman-Brown korrigierten Testhalbierungskoeffizienten geschätzt. Sie erreichten insgesamt zulängliche Werte (siehe Tabelle 2).Validität
Zur Klärung ihrer kriteriumsbezogenen Validität wurden die Zusammenhänge beider Skalen mit ausgewählten kognitiv-motivationalen Bezugsvariablen und Leistungsmaßen untersucht. Dabei wurden die Leseleistung mittels des Salzburger Lese-Screenings (SLS 1-4; Mayringer & Wimmer, 2003) und die Rechenleistung mittels des Heidelberger Rechentests (HRT 1-4; Haffner, Baro, Parzer & Resch, 2005) erfasst. Als schulfachspezifische Motivationsvariablen wurden die Selbstkonzepte und affektiven Valenzen im Lesen und Rechnen mittels eigens entwickelter Instrumente erfragt (Faber, 2010b, 2015). Als weitere individuelle und kontextuelle Validierungskriterien wurden darüber hinaus das allgemeine Selbstwertgefühl, die Schulunlust, das perzipierte Klassenklima sowie die erlebte Lehrerunterstützung erhoben. Die jeweiligen Items wurden aus bereits bewährten Fragebogenverfahren (Rauer & Schuck, 2003; Wagner, 1977) und Forschungsskalen (Pekrun, 1983; Quellenberg, 2009) übernommen. Aufgrund der erheblich linkssteilen Verteilung der Skalensummen wurden sowohl Produkt-Moment- als auch Rangkorrelationen berechnet. Da die Unterschiede zwischen beiden Kennwerten durchgängig nur geringfügig ausfielen, wurden die interessierenden Beziehungen auf der Basis der Produkt-Moment-Korrelationen analysiert. Als bildungsrelevante biografische Variablen wurden zudem das Geschlecht und der Migrationshintergrund in die Analysen einbezogen (Faber, 2013).Tabelle 3
Beziehungen der lereLA-Skalen zu ausgewählten kognitiv-motivationalen Variablen und Leistungsmaßen: Produkt-Moment-Korrelationen (Signifikanz: ***p < .001)
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Selbstkonzept Affektive Valenz Testleistung
Lesen Rechnen Lesen Rechnen Lesen Rechnen
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Skala leLA-GS4 -.68*** -.32*** -.36*** -.18*** -.34*** -.26***
Skala reLA-GS4 -.28*** -.81*** -.01 -.51*** -.07 -.39***
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Für die Zusammenhänge zwischen der Leistungsängsten, Selbstkonzepten, den affektiven Valenzen und den entsprechenden Testleistungen fand sich ein schulfachspezifisches Muster. Die Leistungsangst zeigte sich mit den Bezugsvariablen desselben Fachs jeweils deutlich stärker korreliert. Dabei fielen die Beziehungen mit dem fachgleichen Selbstkonzept bemerkenswert eng aus - womit insbesondere im Rechnen auf die psycho-emotionale Bedeutung individuellen Misserfolgs verwiesen sein dürfte. Diejenigen Schülerinnen und Schüler, die in beiden Fächern ein höheres Ausmaß an Leistungsangst berichteten, realisierten ein geringeres Selbstkonzept und nahmen niedrigere affektive Bewertungen des jeweiligen Fachs vor. Zugleich erreichten sie tendenziell schwächere Fachleistungen.
Die individuell berichteten Leistungsangstausprägungen unterschieden sich statistisch nicht bedeutsam zwischen den beiden Schulfächern (t = 0.120, df = 265, p = .905). Darüber hinaus ließen sich varianzanalytisch keine signifikanten Unterschiede der Leistungsangst im Lesen in Abhängigkeit vom Geschlecht (F = 0.18, df = 1,265; p = .892) und vom Migrationshintergrund (F = 1.632, df = 1,265; p = .203) feststellen. Demgegenüber erwies sich die Leistungsangst im Rechnen signifikant vom Geschlecht beeinflusst (F = 12.630, df = 1, 265, p = .000, partielles Eta2 = .046), indem die Mädchen das stärkere Ausmaß an Besorgtheit und Aufgeregtheit berichteten. Zwischen Kindern mit und ohne Migrationshintergrund ließen sich hingegen keine überzufälligen Unterschiede nachweisen (F = 0.055, df 1,265, p = 816).
Mit dem allgemeinen Selbstwertgefühl der Schülerinnen und Schüler zeigten sich die schulfachspezifisch erfragten Leistungsangstausprägungen durchgängig negativ- im Lesen indes vergleichsweise stärker als im Rechnen - korreliert. Demnach scheint die erlebte Besorgtheit und Aufgeregtheit im Lesen von größerer Bedeutung für das allgemeine Befinden zu sein, was nicht zuletzt den zentralen, mithin auch fächerübergreifend erfahrbaren Stellenwert von Lesekompetenz für den eigenen schulischen Erfolg reflektieren dürfte.
Im Hinblick auf die herangezogenen Kontextvariablen ergaben sich zusätzliche Hinweise auf die Bedeutung der schulfachspezifischen Leistungsangstmaße. So ging ein stärkeres Ausmaß an schulfachlicher Leistungsangst mit der Wahrnehmung eines ungünstigeren Sozialklimas in der eigenen Klasse sowie mit einer geringer erlebten Unterstützung durch die Lehrkräfte einher. Die Beziehung zum individuell bestehenden Ausmaß an allgemeiner Schulunlust erwies sich hingegen als marginal.
Tabelle 4
Beziehungen der lereLA-Skalen zum allgemeinen Selbstwertgefühl und zu ausgewählten Kontextvariablen: Produkt-Moment-Korrelationen (Signifikanz: ***p < .001, **p < .01, *p < .05)
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Selbstwert- Schul- Klassen- Lehrer-
gefuehl unlust klima unterstützung
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Skala leLA-GS4 -.39*** .11* -.27*** -.25***
Skala reLA-GS4 -.21*** .11* -.15** -.21***
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Normierung
Eine Normierung wurde nicht vorgenommen.Anwendungsmöglichkeiten
Die beiden Skalen zur Erfassung schulfachspezifischer Leistungsangst in zwei leistungsthematischen Kernbereichen des Grundschulunterrichts sollten sich insbesondere als Forschungsinstrumente zur Analyse unterrichtlicher Lehr-Lern-Prozesse nutzen lassen - unter anderem im Hinblick auf die empirische Prüfung komplexerer Modellvorstellungen zur Entwicklung und Bedeutung kognitiv-motivationaler Schülermerkmale im jeweiligen Schulfach (Faber, 2012a, 2013; Luo, Hogan, Tan, Kaur, Ng & Chan, 2014; Meece, Wigfield & Eccles, 1990). Dabei dürften sie auch für Analysen zur Diagnosekompetenz von Lehrkräften bezüglich der klassenintern bestehenden Leistungsängste einzusetzen sein (Faber, 2001; Lorenz, 2011; Spinath, 2005). Nicht zuletzt sollten sich diese Skalen für die Evaluation entsprechend proaktiver Unterrichts- und remedialer Interventionskonzepte verwenden lassen (Faber, 2010a; Lambert & Spinath, 2013; von der Embse, Barterian & Seegol, 2013).Bewertung
Die Skalen zur schulfachspezifischen Leistungsangst im Lesen und Rechnen erfassen das individuell erlebbare Ausmaß an Besorgtheit, Aufgeregtheit und Vermeidungsgedanken in zwei Kernbereichen des Grundschulunterrichts ökonomisch, zudem in hinreichend reliabler und valider Weise. Dabei reflektieren ihre Ergebnisse im Rechnen ein höheres Leistungsangstniveau der Mädchen, womit der entsprechende Kenntnisstand aus anderen Untersuchungskontexten bestätigt wird (Devine, Fawcett, Szücs & Dowker, 2012; Goetz, Bieg, Lüdtke, Pekrun & Hall, 2013). Insgesamt dürften beide Skalen die einschlägig forschungsmethodischen Möglichkeiten für das höhere Grundschulalter sinnvoll ergänzen.Literatur
- Ahmed, W., Minnaert, A., Kuyper, H. & van der Werf, G. (2012). Reciprocal relationships between math self-concept and math anxiety. Learning and Individual Differences, 22, 385-389.
- Aydin, S. (2009). Test anxiety among foreign language learners: A review of literature. Journal of Language and Linguistic Studies, 5 (1), 127-137.
- Brozo, W. G., Schmelzer, R.V. & Spires, H. A. (1983). The Reading Anxiety Scale: A better predictor of college reading achievement. Journal of Learning Skills, 2 (4), 22-33.
- Cheng, Y. S., Horwitz, E. K. & Schallert, D. (1999). Language anxiety: Differentiating writing and speaking components. Language Learning, 49, 417-446.
- Chiu, L.-H. & Henry, L.L. (1990). Development and validation of the Mathematics Anxiety Scale for Children. Measurement and Evaluation in Counseling and Development, 23, 121-127.
- Cohen, J., Cohen, P., West, S. G. & Aiken, L. S. (2003). Applied multiple regression/correlation analysis for the behavioral sciences (3rd ed.). New York: Routledge.
- Dalbert, C. & Stöber, J. (2008). Forschung zur Schülerpersönlichkeit. In W. Helsper & J. Böhme (Hrsg.), Handbuch der Schulforschung (2. Auflage, S. 905-925). Wiesbaden: Verlag für Sozialwissenschaften.
- Deffenbacher, J. L. (1980). Worry and emotionality in test anxiety. In I.G. Sarason (Ed.), Test anxiety: Theory, research and applications (pp. 111-128). Hillsdale: Erlbaum.
- Devine, A., Fawcett, K., Szücs, D. & Dowker, A. (2012). Gender differences in mathematics anxiety and the relation to mathematics performance while controlling for test anxiety. Behavioral and Brain Functions, 8 (33), 1-9.
- Everson, H. T., Smodlaka, I. & Tobias, S. (1994). Exploring the relationship of test anxiety and metacognition on reading task performance: A cognitive analysis. Anxiety, Stress, and Coping, 7 (1), 85-96. (DOI:10.1080/10615809408248395)
- Faber, G. (1995a). Die Diagnose von Leistungsangst vor schulischen Rechtschreibsituationen: Neue Ergebnisse zu den psychometrischen Eigenschaften und zur Validität einer entsprechenden Kurzskala. Praxis der Kinderpsychologie und Kinderpsychiatrie, 44, 110-119.
- Faber, G. (1995b). Schulfachbezogen erfragte Leistungsängste bei Grundschulkindern: Eine Analyse ihrer differentiellen Beziehungen zu ausgewählten Selbstkonzept- und Leistungsmaßen. Psychologie in Erziehung und Unterricht, 42, 278-284.
- Faber, G. (2000). Rechtschreibängstliche Besorgtheits- und Aufgeregtheitskognitionen: Empirische Untersuchungsergebnisse zum subjektiven Kompetenz- und Bedrohungserleben rechtschreibschwacher Grundschulkinder. Sonderpädagogik, 30, 191-201.
- Faber, G. (2001). Das Verhalten rechtschreibängstlicher Grundschulkinder im Lehrerurteil: Empirische Untersuchungsergebnisse zur Problematik informeller Alltagsdiagnosen. Heilpädagogische Forschung, 27, 58-65.
- Faber, G. (2010a). Enhancing orthographic competencies and reducing domain-specific test anxiety: The systematic use of algorithmic and self-instructional task formats in remedial spelling training. International Journal of Special Education, 25 (2), 78-88.
- Faber, G. (2010b). Ganztagsangebote im Projekt "Schule im Stadtteil" der Stadt Hannover. Eine empirische Bestandsaufnahme sowie Analysen zu ausgewählten Schüler- und Kontextmerkmalen in dritten und vierten Grundschulklassen. Hannover: Leibniz Universität Hannover, Philosophische Fakultät, Institut für Pädagogische Psychologie.
- Faber, G. (2012a). Selbstkonzept, Kausalattributionen und Leistungsangst im Rechtschreiben. Schulfachspezifische Analysen zu den Selbsteinschätzungen von Grundschulkindern (2. Auflage). Saarbrücken: AV Akademikerverlag.
- Faber, G. (2012b). affVAL-LR34. Skalen zur Erfassung der affektiven Valenz des Lesens und Rechnens im dritten und vierten Grundschuljahr. In Leibniz-Zentrum für Psychologische Information und Dokumentation (Hrsg.), PSYNDEX Tests. Datenbanksegment Psychologischer und Pädagogischer Testverfahren (Dok.-Nr. 9006509). Universität Trier: ZPID.
- Faber, G. (2012c). Measuring self-perceptions of oral narrative competencies and anxiety in the EFL context. Electronic Journal of Research in Educational Psychology, 10, 1343-1382.
- Faber, G. (2013). Erlebte Lehrerunterstützung in Abhängigkeit von Familiensprache und Geschlecht. Empirische Analysen einer proximalen Lernbedingung im Kontext schulfachlicher Kompetenz- und psychosozialer Integrationserfahrungen von Grundschulkindern. Heilpädagogische Forschung, 39, 158-182.
- Faber, G. (2015). lereSK-GS4. Skalen zum schulfachspezifischen Selbstkonzept im Lesen und Rechnen für das vierte Grundschuljahr. In Leibniz-Zentrum für Psychologische Information und Dokumentation (Hrsg.), PSYNDEX Tests. Datenbanksegment Psychologischer und Pädagogischer Testverfahren (Dok.-Nr. 9006910). Universität Trier: ZPID.
- Field, A. (2009). Discovering statistics using SPSS (3rd ed.). Los Angeles: Sage.
- Fürntratt, E. (1969). Zur Bestimmung der Anzahl interpretierbarer gemeinsamer Faktoren in Faktorenanalysen psychologischer Daten. Diagnostica, 15, 62-75.
- Gierl, M. J. & Bisanz, J. (1995). Anxietes and attitudes related to mathematics in Grades 3 and 6. Journal of Experimental Education, 63, 139-158.
- Goetz, T., Bieg, M., Lüdtke, O., Pekrun, R. & Hall, N. C. (2013). Do girls really experience more anxiety in mathematics? Psychological Science, 24, 2079-2087.
- Grover, R. L., Ginsburg, G. S. & Ialongo, N. (2007). Psychosocial outcomes of anxious first graders: A seven-year follow-up. Depression and Anxiety, 24, 410-420.
- Güzeller, C. O. & Dogru, M. (2012). Development of Science Anxiety Scale for primary school students. Social Indicators Research, 109, 189-202.
- Haffner, J., Baro, K., Parzer, P. & Resch, F. (2005). HRT 1-4. Heidelberger Rechentest. Erfassung mathematischer Basiskompetenzen im Grundschulalter. Göttingen: Hogrefe.
- Hembree, R. (1988). Correlates, causes, effects, and treatment of test anxiety. Review of Educational Research, 58, 47-77.
- Hopko, D. R., Ashcraft, M. H., Gute, J., Ruggiero, K. J. & Lewis, C. (1998). Mathematics anxiety and working memory: Support for the existence of a deficient inhibition mechanism. Journal of Anxiety Disorders, 12, 343-355.
- Hopko, D. R., Mahadevan, R., Bare, R. L. & Hunt, M. K. (2003). The Abbreviated Math Anxiety Scale (AMAS). Construction, validity, and reliability. Assessment, 10, 178-182.
- Horwitz, E. K. (1986). Preliminary evidence for the reliability and validity of a foreign language anxiety scale. TESOL Quarterly, 20, 559-562.
- Jacobs, B. (1982). Die Fachspezifität der Prüfungsängstlichkeit (Arbeitsberichte aus der Fachrichtung Allgemeine Erziehungswissenschaft, Nr. 13). Saarbrücken: Universität des Saarlandes.
- Jameson, M. M. (2013). The development and validation of the Children's Anxiety in Math Scale. Journal of Psychoeducational Assessment, 31, 391-395.
- Ko, H. K. & Vi, H. S. (2011). Development and validation of a mathematics anxiety scale for students. Asia Pacific Education Review, 12, 509-521.
- Kohn, J., Richtmann, V., Rauscher, L., Kucian, K., Käser, T., Grond, U., Esser, G. & Aster, M. V. (2013). Das Mathematikangstinterview (MAI): Erste psychometrische Gütekriterien. Lernen und Lernstörungen, 2, 177-189.
- Krinzinger, H., Kaufmann, L., Dowker, A., Thomas, G., Graf, M., Nuerk, H.-C. & Willmes, K. (2007). Deutschsprachige Version des Fragebogens für Rechenangst (FRA) für 6- bis 9-jährige Kinder. Zeitschrift für Kinder- und Jugendpsychiatrie und Psychotherapie, 35, 341-351.
- Lambert, K. & Spinath, B. (2013). Veränderungen psychischer Belastung durch die Förderung von rechenschwachen Kindern und Jugendlichen. Zeitschrift für Kinder- und Jugendpsychiatrie und Psychotherapie, 41, 23-34.
- Lorenz, C. (2011). Diagnostische Kompetenz von Grundschullehrkräften. Strukturelle Aspekte und Bedingungen. Otto-Friedrich-Universität Bamberg: University of Bamberg Press.
- Luo, W., Hogan, D., Tan, L. S., Kaur, B., Ng, P. T. & Chan, M. (2014). Self-construal and students' math self-concept, anxiety and achievement: An examination of achievement goals as mediators. Asian Journal of Social Psychology, 17, 184-195.
- Mayringer, H. & Wimmer, H. (2003). SLS 1-4. Salzburger Lese-Screening für die Klassenstufen 1-4. Bern: Huber.
- McInerney, V., Marsh, H. W. & McInerney, D. M. (1999). The designing of the Computer Anxiety and Learning Measure (CALM): Validation of scores on a multidimensional measure of anxiety and cognitions relating to adult learning of computing skills using structural equation modelling. Educational and Psychological Measurement, 59, 451-470.
- Meece, J. L., Wigfield, A. & Eccles, J. S. (1990). Predictors of math anxiety and its influence on young adolescents' course enrolment intentions and performance in mathematics. Journal of Educational Psychology, 82, 60-70.
- Moosbrugger, H. & Schermelleh-Engel, K. (2012). Exploratorische (EFA) und Konfirmatorische Faktorenanalyse (CFA). In H. Moosbrugger & A. Kelava (Hrsg.), Testtheorie und Fragebogenkonstruktion (2. Auflage, S. 325-343). Heidelberg: Springer.
- Morris, L. W., Kellaway, D. S. & Smith, D. H. (1978). Mathematics Anxiety Rating Scale: Predicting anxiety experiences and academic performance in two groups of students. Journal of Educational Psychology, 70, 589-594.
- Pekrun, R. (1983). Schulische Persönlichkeitsentwicklung. Theorieentwicklungen und empirische Erhebungen zur Persönlichkeitsentwicklung von Schülern der 5. bis 10. Klassenstufe. Frankfurt/Main: Lang.
- Pekrun, R. (1991). Schulleistung, Entwicklungsumwelten und Prüfungsangst. In R. Pekrun & H. Fend (Hrsg.), Schule und Persönlichkeitsentwicklung. Ein Resümee der Längsschnittforschung (S. 164-180). Stuttgart: Enke.
- Plake, B. S. & Parker, C. S. (1982). The development and validation of a revised version of the Mathematics Anxiety Rating Scale. Educational and Psychological Measurement, 42, 551-557.
- Quellenberg, H. (2009). Studie zur Entwicklung von Ganztagsschulen (StEG) - ausgewählte Hintergrundvariablen, Skalen und Indices der ersten Erhebungswelle (Materialien zur Bildungsforschung Band 24). Frankfurt/Main: Gesellschaft zur Förderung Pädagogischer Forschung/Deutsches Institut für Internationale Pädagogische Forschung.
- Ramirez, G., Gunderson, E. A., Levine, S. C. & Beilock, S. L. (2013). Math anxiety, working memory, and math achievement in early elementary school. Journal of Cognition and Development, 14, 187-202.
- Rauer, W. & Schuck, K. D. (2003). FEESS 3-4. Fragebogen zur Erfassung emotionaler und sozialer Schulerfahrungen von Grundschulkindern dritter und vierter Klassen. Göttingen: Beltz Test.
- Rost, D. H. & Schermer, F. (1989). Diagnostik des Leistungsangsterlebens. Diagnostica, 35, 287-314.
- Rounds, J.B. & Hendel, D.D. (1980). Measurement and dimensionality of mathematics anxiety. Journal of Counseling Psychology, 27, 138-149.
- Saito, Y., Horwitz, E. K. & Garza, T. J. (1999). Foreign reading anxiety. Modern Language Journal, 83, 202-218.
- Schnabel, K. & Gruehn, S. (1994). Fachspezifische Leistungsangst und ihr Einfluß auf die Leistungsentwicklung. In R. Olechowski & B. Rollett (Hrsg.), Theorie und Praxis. Aspekte empirisch-pädagogischer Forschung - quantitative und qualitative Methoden (S. 169-177). Frankfurt/Main: Lang.
- Schwarzer, R. (1996). Thought control of action: Interfering self-doubts. In I.G. Sarason, G.R. Pierce & B.R. Sarason (Eds.), Cognitive interference: Theory, methods and findings (pp. 99-115). Mahwah: Erlbaum.
- Schwarzer, R. (2000). Streß, Angst und Handlungsregulation (4. Auflage). Stuttgart: Kohlhammer.
- Smith, R.E., Smoll, F.L., Cumming, S.P. & Grossbard, J.R. (2006). Measurement of multidimensional performance anxiety in children and adults: The Sport Anxiety Scale-2. Journal of Sport and Exercise Psychology, 28, 479-501.
- Sparfeldt, J.R., Schilling, S.R., Rost, D.H., Stelzl, I. & Peipert, D. (2005). Leistungsängstlichkeit: Facetten, Fächer, Fachfacetten? Zur Trennbarkeit nach Angstfacette und Inhaltsbereich. Zeitschrift für Pädagogische Psychologie, 19, 225-236.
- Spinath, B. (2005). Akkuratheit der Einschätzung von Schülermerkmalen durch Lehrer und das Konstrukt der diagnostischen Kompetenz. Zeitschrift für Pädagogische Psychologie, 19, 85-95.
- Streblow, L. (2004). Bezugsrahmen und Selbstkonzeptgenese. Münster: Waxmann.
- Suinn, R.M. & Edwards, R. (1982). The measurement of mathematics anxiety: The Mathematics Rating Scale for Adolescents - MARS-A. Journal of Clinical Psychology, 38, 576-580.
- Suinn, R.M., Taylor, S. & Edwards, R.W. (1988). Suinn Mathematics Anxiety Rating Scale for Elementary School Students (MARS-E): Psychometric and normative data. Educational and Psychological Measurement, 48, 979-986.
- von der Embse, N., Barterian, J. & Seegol, N. (2013). Test anxiety interventions for children and adolescents : A systematic review of treatment studies from 2000-2010. Psychology in the Schools, 50, 57-71.
- Wagner, J.W.L. (1977). Fragebogen zum Selbstkonzept FSK 4-6. Weinheim: Beltz.
- Wigfield, A. & Meece, J.L. (1988). Math anxiety in elementary and secondary school students. Journal of Educational Psychology, 80, 210-216.
- Wu, S.S., Barth, M., Amin, H., Malcarne, V. & Menon, V. (2012). Math anxiety in second and third graders and its relation to mathematics achievement. Frontiers in Psychology, 3 (162), 1-11. (DOI: 10.3389/fpsyg.2012.00162)
- Zbornik, J.J. & Wallbrown, F.H. (1991). The development and validation of a scale to measure reading anxiety. Reading Improvement, 28, 2-13.
- Zeidner, M. (1998). Test anxiety. The state of the art. New York: Plenum.
- Zoghi, M. & Alivandivafa, M. (2014). EFL Reading Anxiety Inventory (EFLRAI): Factorial validity and reliability. Journal of Psychoeducational Assessment, 32, 318-329.
Klassische Testtheorie; Fragebögen; Rating-Skalen; Persönlichkeitstests; Pädagogisches Testen; Leistungsangst; Schulen; Kompetenz; Lesefertigkeiten; Mathematische Fähigkeit; Leistung (Schule und Hochschule)
Selbstkonzept- und Selbstbildskalen; Schulische Einstellungstests
9.9; 7.5