Die Reliabilität der Fragebögen

Die Kodierung des ISCO-88 aus den verbalen Berufsangaben der Eltern und die anschließen-de Weitergenerierung zum Berufsprestige SIOPS und MPS und zum sozio-ökonomischen Status der Familie ISEI erfüllte im besonderen Maße die Gütekriterien der Objektivität, der Reliabilität und auch der Validität, da die Zuordnung der Bildungs- und Berufsangaben der Eltern zu diesen Skalen von einem Methodenexperten des ZUMA durchgeführt wurde. Daher konnte bei diesen Variablen auf die Ermittlung der Intra- und Inter-Rater-Reliabilität verzich-tet werden. Die Zuordnung des ISEI zum HISEI musste auch keiner Intra- und Inter-Rater-Reliabilität unterzogen werden, da diese Zuordnung nach dem objektiven Kriterium des höchsten objektiven ISEI-Wertes in der Familie durchgeführt wurde.

Interpretationsobjektivität

Die Interpretationsobjektivität hat zum Ziel, dass verschiedene Fachleute aus den gleichen Testergebnissen ähnliche Schlussfolgerungen ziehen, um die Vergleichbarkeit der Testwerte zu erreichen. Die Voraussetzung dafür sind vergleichbare Aussagen und Normierungen. In der Regel wird dies durch das Realisieren einer Normstichprobe erreicht und durch das Defi-nieren der Norm und der Abweichung aus den Mittelwerten der Itemantworten (Fissini, 1997;

Bortz & Döring, 2006). In dieser Arbeit waren jedoch nicht die Norm und deren Abweichung im Vergleich zur Einzelfalldiagnostik wichtig (Bortz & Döring, 2006; Rost, 2007). Vielmehr ging es hier um den Vergleich von subjektiven Lebensentwürfen, moderiert durch unter-schiedliche familiäre Rahmenbedingungen. Um die Interpretationsobjektivität in dieser Arbeit zu erhöhen, wurden die Ergebnisse der Untersuchung in Anlehnung an die einschlägigen For-schungsbefunde ausführlich im Doktorandenseminar diskutiert. Außerdem war die Untersu-chung in das Bonner ForsUntersu-chungsprojekt mit dem Ziel eingebunden, schon bekannte Fragestel-lungen an einer größeren Stichprobe zu replizieren (vgl. Müller-Günther, 2006; Röhr-Sendlmeier, 2006, 2007, 2009; Helfer, 2007). Dieses Vorgehen führte zu einer deutlicheren Verringerung der Gefahr einer Fehlinterpretation, da die vorliegende Untersuchung auf den vorhandenen Befunden der früheren Teilstudien aufbaute.

ses Messwertes. Gemessen wird die Reliabilität eines Fragebogens durch den Reliabilitätsko-effizienten, der als Korrelationsmaß die Beziehung zwischen den Items und/oder den Skalen beschreibt (Fissini, 1997; Bortz, 1999). Laut Rost (2007) soll der Zuverlässigkeitskoeffizient bei Forschungsprojekten, bei denen es um Gruppenvergleiche geht, mindestens rtt = .55 betra-gen. In der Einzelfalldiagnostik werden wesentlich höhere Korrelationen gefordert. Es gibt verschiedene Korrelationsmaße, welche die Reliabilität eines Fragebogens überprüfen. In der Forschungspraxis werden die Testwiederholungsreliabiltität als Test-Retest-Zuverlässigkeit, die Paralleltestreliabilität und die Testhalbierungsreliabilität als Split-half-Zuverlässigkeit erwähnt (Rost, 2007).

Bei der Testwiederholungsreliabilität wird der gleiche Test mehrmals durchgeführt, um die Stabilität eines Testverfahrens über die Zeit zu messen. Dieses Verfahren konnte in dieser Untersuchung nicht angewendet werden, da die Erhebung nur einmal stattfand. Eine mehrma-lige Befragung der Eltern und Kinder wäre nicht zumutbar gewesen, zumal die Lehrer von den Bildungsminesterien der einzelnen Bundesländer dazu angehalten wurden, jeden Unter-richtsausfall nach Möglichkeit zu vermeiden und desweiteren eine wiederholte Befragung zu einer verminderten Rücklaufquote geführt hätte. Die Paralleltestreliabilität hat zum Ziel, ei-nen zweiten äquivalenten Test zu entwickeln, dessen Ergebnisse mit dem durchzuführenden Test verglichen werden können; die Korrelation zwischen dem Paralleltest und dem durchzu-führenden Test sollte möglichst hoch sein (Fissini, 1997; Bortz, 1999). Die Entwicklung eines solchen Verfahrens konnte in dieser Untersuchung ebenfalls nicht durchgeführt werden, da eine zweifache zeitlich nahe Befragung aus den oben genannten Gründen den Schülerinnen und Schülern, den Eltern, den Lehrerinnen und Lehrern und der Schulleitung nicht zumutbar gewesen wäre. Bei der Testhalbierungsreliabilität werden zwei äquivalente Testteile überei-nander getestet und bezüglich ihrer Korrelation miteiüberei-nander verglichen. Bei einer hohen Re-liabilität finden sich hohe Korrelationen zwischen den beiden Testhälften. Die Homogenitäts-analyse, oder auch interne Konsistenz, gehört inhaltlich zu der Testhalbierungsreliabilität. Sie stellt eine Generalisierung der Halbierungsmethode dar und unterteilt den Fragebogen in ver-schiedene äquivalente Testteile, im Extremfall in so viele Teile, wie Items vorhanden sind.

Die interne Konsistenz wird über den Homogenitätsindex Cronbachs gemessen. Der Homogenitätsindex ist ein gemittelter Wert, der bei intervallskalierten Daten angibt, in wie weit die einzelnen Items einer Skala das gleiche Konstrukt messen (Rost, 2007). Dieser Wert wird als Untergrenze angegeben und schwankt je nach Literaturquelle: Rost (2007) fordert mindestens r_tt ≥ .55 und Lienert und Ratz (1994) geben sich schon mit einem Wert ab r_tt ≥ . 50 zufrieden.

Dieses Verfahren wurde in der vorliegenden Untersuchung verwendet, da die Daten zur Durchführung des Verfahrens nur einmal erhoben werden mussten und Cronbachs  unter den genannten Rahmenbedingungen das einzig adäquate Testverfahren darstellte, das zur Re-liabilitätsuntersuchung herangezogen werden konnte. Allerdings war dieses Verfahren in die-ser Untersuchung auch Einschränkungen unterworfen: Ähnlich wie bei der Homogenitäts- und Trennschärfenbestimmung der einzelnen Items bezieht sich Cronbachs  eher auf homo-gene Skalen. Die untere Tabelle 13 zeigt jedoch, dass der Homogenitätsindex Cronbachs 

trotz überwiegend heterogener Skalen bei den meisten Skalen recht akzeptabel war.

Tabelle 13: Reliabilität der verwendeten Skalen (Cronbachs 



Skala N, davon gültige

Anzahl

Anzahl der Items

Cronbachs

 Einstellung und Unterstützung der berufstätigen Mutter durch

den Partner bzw. Kind

297 4 .55

Qualitative Berufliche Bedingungen Mutter Vater

314 350

8 6

.20 .39 Berufliche Zufriedenheit (FLZ) Mutter

Vater

321 355

3 3

.72 .72

Private Zufriedenheit (FLZ) Mutter

Vater

401 355

8 8

.87 .88

Lesen und Lesemotivation in der Familie 373 8 .53

Freizeit und kulturelle Interessen 403 6 .39

Medienkonsum 405 11 .76

Unterstützung des Kindes in schulischen Be-langen

Mutter Vater

403 369

4 4

.57 .61

Schulische Lern- und Leistungsmotivation (SELLMO) 401 8 .89

Schulisches Selbstkonzept (SESSKO) 405 5 .86

Die einzigen Ausnahmen mit niedrigen Werten waren die Skalen Qualitative beruflichen Be-dingungen der Eltern und die Skala Freizeit und kulturelle Interessen. Sie erreichten nicht den geforderten Mindestwert von rtt ≥ .50 bis .55 (Lienert & Ratz, 1994; Rost, 2007). Die beiden Skalen mit den niedrigen Werten wurden aus Gründen der vielfältigen Erfassung der Rah-menbedingungen aus der weiteren Auswertung nicht ausgeschlossen, aber nur auf der Itemebene analysiert. Bemerkenswert war, dass die vier Skalen Einstellung und Unterstützung der berufstätigen Mutter durch den Partner bzw. Kind, Lesen und Lesemotivation in der Fa-milie, Medienkonsum und elterliche Unterstützung des Kindes in schulischen Belangen, wel-che teilweise recht unterschiedliwel-che Aspekte der weiteren familiären Anregungsbedingungen erfassten sollten, akzeptable Werte der internen Konsistenz präsentierten und daher die Min-destanforderungen zur Bildung von Gesamtsummenwerten bzw. zu modifizierten Gesamt-summenwerten erfüllten. Eine weitere Erhöhung der Reliabilität wurde durch die oben

schriebenen Angaben zur Objektivität der Fragebögen, durch die Anonymität der Untersu-chung und durch die Holm-Bonferroni-Korrektur zu erreichen versucht.