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Thomas Götz und Amle C. Frcnzcl
Über- und Unterforderungslangewei le im Mathematikunterricht
Zusammenfassung: Die vorliegende Studie konzentriert sich auf I'achspc.r.ifische Über-lind Unter- forderungslangewt'ile sowie deren Zusammenhänge mit dem akudel11ischcn Sdbslkol1zept der Bega- bung. der Leistung und dem Geschlecht. Theoretisch <lnz.uMhmcndc Beziehungen zwischen diesen Konstrukten werden anhand eines Mcdiatiol1smodclls dargeslcllt. Zur Erülssung von Über- und Unter- j(mkrungslangcweilc wurden aUributiotlsbasiene Skalen generiert. Die Untersuchung wurd(' im Kon- text von MathcllHltik nn einer Stil:hprobe von 500 Sehükrinnen und Schülern der SekulldarsllIf(: I elurchgefUhrl (53 'X, wciblidl). Die neu generierten Skalen wt~isen ei.ne hohe stfllklurclle lind diskrimi- nante Validität auf. Lilware Slrukturgleichul1gsJ11odcllicrungen z<Oigen t~l1t.sprechend den Modellml-
nahrn~n, dass der Zusammenhang zwischen Leislullg und Langew~ile ebenso wie der Zusa11lmcnll<\J1g zwischen Geschll'clu und Langeweile durch das nlwdcrnisehe Selbstkollzcpt der Begabung mediicrt wird, Theoretische und praklisdw I.mplil(3rillnen werden aufgezeigt.
Schlllgwörtcr: Geschlecht - Langeweile - Mathematik - Selbstkonzt~pr.
Boredom due to excessive and insufficient acadcmic demamis in Ihe context 01' mathematics instruction
Summllry: Tlte prescilt stlld)' tocuses on subject-spcci f1c horedom duc lu ext'essivc and in~lIffkienl
aeademic demillHls and its rdatiollship to HCilderni.e sl'll:~.:oncept, uclticVCll1cll1. anel gCIll!er. Tilcorcti··
cal llSSlIJ11ptions concerning thc relations bet.wee·11 these COllstrucl's are based 011 a l11ediational model.
Attribution .. based measlIrcs wen~ constrllcted to ,lSSCSS boredoltt duc 10 both e~ccssive and insuflicicll!
Hcadcmie dClnalltls in Ihö classrooJ1\. Duta were assL'ssed in the COIHext
ur
mathemlllics and oblailll~d frPI11 a SlIlIlple of 500 students (53 'Vi, femule) [rom grades 7 10 10. The newly developl'd s,'ales showed high slruclllral and discrilllinant validity. Thc proposcd mediatillg 111ccl'wnisITls were con- ftrmcd I.lsing linear structllral equation Iltodt'ling such that acadlJmic self~collcept was found to Iltedi- ale thc relationships belwccl1 achievel11Cl1l, gender, 1lI1d t.he (wo tYP~$ of b(lr~dllll1. ivklhodological implieHlions lix fUlUrc rC5cardl anel irnplic8tions for cducational practice are di~CLlssed.Kcy wonls: borcdom ... -gcnder ... mutbclTlHtics ... sei f~concept .. Wen/l ich ('{II'OS kalln, WClS anderc /licht
können, lind dcr Lehrer es ihnen :::ehllrnal erklärt. dan/l IlIngweile ich mich ..
(VP 4, 9. Jahrgangsstufe, Hauptschule;
Gilh.2(04).
"Wenn der Lehrer mit einem Thema be- gin/lt und ich es /lichI I'ersteht'. dalln lang- weile iell mich . .,
(VP 103. 9. Jahrgangsstulc, Realschule;
Gilh. 20(4).
Langeweile kann als eine noch weitgehend unerforschte Emotion bezeichnet werden. In dem einzigen Review zum Langeweilecrlcben (Smith, 198 I) wird festgestellt, dass zwischen 1926 lind 1915 1 lediglich 40 Artikel zu diesem Thema
Konstanzer Online-Publikations-System (KOPS) URN: http://nbn-resolving.de/urn:nbn:de:bsz:352-opus-129536
URL: http://kops.ub.uni-konstanz.de/volltexte/2011/12953/
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publizielt wurden, d. h. durchschnittlich weniger als einer pro Jahr. Im schuli- schen Kontext wurde Langeweile kaum untersucht, obwohl bereits ältere theoreti- sche und empirische A.rbeiten häufig auf deren Relevanz im Hinblick auf psycho- sozia.le und physiologische Probleme 'wie Drop-out, Absentismus. deviantes Ver- halten, Delinquenz. Abusus psychotroper Substanzen, Spielsucht, Übergewicht und schwache Leistungen hinweisen (siehe Harris, 2000; Vodanovich & Kass, 1990). Langeweile in der Schule ist zudem unter dem Aspekt ineffektiver Nut- zung von l'lumanressourcen, der Minderung subjektiven Wohlbefindens (Diener, 2000) und ihrer demoralisierenden Effekte auf Lehrkräfte (Larsen & Richards, 1(91) ein untersuchungsrelevantes Konstrukt. Darüber hinaus bemerkt Healy (1984). dass qualitativ schlechter Unterricht individuelle Langeweiledispositionen verstärken bzw. produzieren kann. Neben diesen negativen Gesichtspunkten the- matisieren Autoren vereinzelt auch positiv<! Aspekte von L'wgeweilephasen, wel- che beispielsweise Introspektion, Selbstreflexion und Inkubationsphasell im Hin- blick auf kreatives Handeln initiieren können (z. B. Harris. 2000; Rule, J 998;
Vodanovich,2003a).
Die wenigen Studien zum Thema Langeweile in der Schule lassen auf deren häufiges Auftreten und eine mit ihr einhergehende inadäquate Ausschöp:t1.mg kognitiver und metakognitiver Ressourcen schließen (Pekrun, Götz, Danicls, Stupnisky & Perry, in press). So fanden beispielsweise Larsen und Richards
(1991) unter Verwendung der Experience Sampling Method (ESM, Csikszentmi-
halyi & Larson. J 987), dass sich Schüler (5. bis 9. Jahrgangsstufe, N = 392) durchschnittlich 32 % der Umerrichtszeit langweilen. Bei einer qualitativen Stu- die von Harris (2000) an 170 College Studenten wurde schulischer UntelTicht als die häufigste Langeweileursache genannt (35 % der Nennungen), gefolgt von .,nichts zu tun haben" (34 %). "nicht herausgefordert sein" (21 %), "Monotonie"
(21 %) und einigen weiteren Kategorien, bis hin zum Wetter, das 3 % der Pro- banden als zentrale Ursache. ihrer Langeweile nannten. Im Rahmen einer zur vor- liegenden Untersuchung durchgeführten qualitativen Pilotstudie an 50 Gymnasi- asten der Jahrgangsstufe 9 (50 % weiblich) wurden von den Schülern am häufigs- ten folgende, mit Langeweile einhergehende Phänomene genannt: .,.Abschalten"
(36 %), ,.MüdigkeiüTrägheit" (34 %), "nicht wissen, was man machen soll'"
(28 %), .,Beschäftigungsdrang" (22 %) ,.Abschweifen der Gedanken" (16 %) und .,Aggression" (12 %; Götz & Fremd. 2(06).
Insgesamt ist es erstaunlich, dass schuliscbe Langeweile trotz ihres häu.figen Auftretens und den zahlreichen potenziell mit ihr einhergehenden negativen As- pekten selten untersucht wurde. Die vorliegende Studie konzentriert
sich auf zwei
zentrale Langeweileformen, nämlich auf Cber- und Unterforderungslangeweile.
Zu ihrer Erfassung wurden zwei attributionsbasierte Skalen generien und es WUf-
115 de deren strukturelle und diskriminante Validität überprüft. Zudem wltfden Be- ziehungen zwischen diesen Skalen mit dem akademischen Sclbstkonzept der Be- gabung, der Leistung und dem Geschlecht anhand von Strukturgleichungsmodel- lierungen untersucht.
1. Definition von Langeweile
Die wohl intensivste theoretische Auseinandersetzung mit dem Thema Lange- weile findet sich in philosophischen Schriften, insbe.<;ondere in den Werken von Seneca, Pascal, Kant, Nietzsche. Schopenhauer. Kierkegaard, Russe! und Hei- degger (Decher, 2000). Philosophische Langeweiledetinitionen sind sehr hetero- gen und reichen von Nietzsches häutig zitierter Metapher einer "Windstille der Seele" bis hin zu Heideggers existcntialphilosophischer Beschreibung von Lan- geweile als die "Hingezwungenheit an die ursprüngliche Ermögtiehung des Da- seins als eines solchen" (von Herrmann, 1983, S. 216).
[m psychologischen Kontext wurde das Thema Langeweile relativ häutig in psychoanalytisch orientierten Arbeiten aufgegriffen (Kreuzer-Hauste in, 200 l).
Ein diesbezüglich "klassischer", in der aktuellen psychoanruytischen Literatur zum Thema Langeweile noch immer sehr häufig zitierter Artikel stammt von Otto Fenichel aus dem Jahr 1934 (siehe auch eine englisehsprachige Version dieses Artikels, Fenichel, 1951). Neben explizit triebpsychologischen Herangehenswei- sen (z. R Langeweile als "ein Zustand von TriebsparIDung bei verdrängten Zie- len", Fenichel, 1934, S. 27 I) beschreibt Fenichel dort Langeweile als "unlustvol- les Erleben der Jmpulslosigkeit" (Fenichel, 1934, S. 270). Den Grundtenor psy- choanalytischer Langeweilebetracbtungen im Sinne eines Zustands von Leere mit gleichzeitigem Einhergehen innerer Spanllungszustände greitt Greenson (1953, S. 17) mit folgendem Wortspiel sehr anschaulich auf: .,The bored person is füll of emptiness" .
In der neueren Literatur wird Langeweile häufig als unangenehmer, mit niedri- gem Arousal einhergehender Zustand definicl1, z. B. bei Mikulas und Vodano- vieh (1993. S. 3): "Boredom is astate of relatively low arousal and dissatisfac- tion, which is attributed to an inadequately stimulating situation". Zudem wird in Definitionen oft das subjektiv langsame Verstreichen der Zeit im Sinne der Wort- bedeutung von "Lange-Weik" (siehe Kreuzer-Haustein, 2001), sowie das Ein- hergehen von Langeweile mit Interesselosigkeit erwähnt. In einigen Definitionen, wie z. B. bei Sund berg und Bisno (1983, S. 2) sind auch Antezedenzien des Lan- geweileerJebens integriert:
"One can say boredom is ,m interna15tate deseribed a~ unpleasant wearisome, tedious, empty, and lacking in imerest or connection with ule environment: it occurs most commonly in situations of monotony. repetition, or absence of stimulation 01' variery of stimulation; it also .is marked by a sense that tim<.' is passing slowly".
Hili und Perkins (1985) definieren Langeweile auf der Basts eines Komponen- tenmodells (kognitive, affektive und physiologische Komponenten: siehe auch Pckrun et a1.. in press). In Circumplcx-Modellen (vgl. Russel, 1980; Watson &
Tellegen. 1985) findet sich das Adjektiv "gelangweilt" unter der Rubrik "niedrige [im S.inne geringen Arousals] negative Affektivität". Die auf der gegenüherlie- genden Seite des Modells bdindliche "gegensätzlicbe" Rubrik .. hohe positive Af- fektivität" beinhaltet die Adjektive ,.begeistert", ,.euphorisch" und "übermütig".
Trotz definitorischer Heterogenität scheint die Beschreibung von Langeweile als subjektiv unangenehm perzipierten Zustand, bei dem die Zeit langsam zu verge- hen scheint, ein Minimalkonsens zu sein (vgl. Götz & Frenzel, 2006).
2. Erfassung von Langeweile in der Schule
Entsprechend der Heterogenität in den Definitionen wurde das Konstrukt "Lan- geweile" in der Schule methodisch sehr unterscbiedlich erfasst. Mehrere qualita- tive Interviewstudien erhoben phänomenologische Aspekte von Langeweile und deren Auftretenshäuligkeiten (7. B. Farrell, Peguero. Lindsey & Wbitc, 1988;
Götz & FrenzeL 2006; Kanevsky & Keighley, 2(03). Die Mehrzahl der Studien
ZLlf Erfassung von Langeweile ist jedoch quantitativer Natur. Robinson (1975) ließ z. B. Schüler aus 17 Unterrichtsfachern diejenigen Fächer auswählen. die sie als langweilig empfinden und bezeichnete die relative Häufigkeit der so selektier- ten Fächer als ,.Bore Score';. Im Rahmen dc:s Einsatzes der Experience Sampling Method (ESM, Csikszentmihalyi & Larson, .1987) ertassten Larson und Ri.chards (1991) das Ausmaß an Langeweile anhand eines 7 -stufigen semantischen Diffe- renzials mit den Polen "bored" und ,.excited". Meist wurden Intensität bzw. Häu- figkeit von Langeweileerleben lediglich anhand eines einzigen Items erfllsst (z. B.
Geiwitz, 1966: Perkins & HilI, 1985; ihr eine detaillierte Darstellung siehe Voda- novich, 2003b). Inhaltlich divergieren diese Ein-ltem-Erfassungen jedoch zum Teil betr'dchtlich. So operationalisielte beispielsweise Gjesme (1977. S. 126) schulische Langeweile anhand des ltems "I am ralher tired of being at school"
und Shaw, Caldwell und Kleiber (1996) versnchten das selbe Konstrukt mit dem metaphorischen ltem ,.Time often lies heavy on 111Y bands" zu erfllssen. Tm deutschsprachigen Raum wurde eine auf einem Vier-Komponenten-ModelJ basie- rende (affektive. kognitive, motivationale llnd physiologische Komponente, siehe Götz, ZimgibJ, Pekrun & l.lall, 2003: Scherer, J 984), unterrichts bezogene und malhematikspezifisehe Selbstberichtskala im Rahmen des ,.Projekts zur Analyse der Leistllllgscnt\vicklung in Mathematik" (PALMA, PckfLm et aL, 2006, 20(7) entwickelt. Die 6 [tems dieser Skala und ihre Korrelationen mit Sozialumwelt- merkmalen, Umerrichtsvariablen und Schü.lemlerkmalen sind bei Götz (2004) zu fInden (Beispielitems: .,Vor Langeweile kann ich mich im Matheunten·icht kaum wach halten", .,Vor Lange~eiJe schalte ich im Matheuntenicht ab"). Es gibt auch
eine cnglisehsprachige Version dieser mathematikspezifisehen Langeweileskala (AEQ-M: Pekrun, Götz & Frenze1, 2005) sowie eine fachunspezifische Version (sowohl in deutscher, als auch in englischer Sprache; Pekrun, Götz & Perry, 20(5).
Jenseits des schulischen Kontexts wurden international lediglich sieben Skalen zur Erfassung von Langeweile publiziert (Vodanovich, :2003b), die nur teilweise für die Erfassung schulischer Langeweile adaptiert werden können. Es handelt sich hierbei um eine Skala zur Erfassung von "Neigung zur Langeweile" (Bore- dom Proneness Scale, BPS, Fanner & Sundberg, 1986), zwei Skalen zur Erfas- sung berufsbezogener Langeweile (Job Boredom ScaJes, Grubb. 1975: Lee.
1986), zwei Skalen zur Erfassung von FreizeitJangeweiJe (lso-Ahola & Weissin- ger, 1990: leisure boredom: Ragheb & Merydith, 2001: freetime boredom). eine Skala zur Erfassung sexueller Langeweile (Sexual Boredom Scale, SBS, Watt &
Ewing, 1996) und eine Skal.a zur Erfassung der ,,Anfalligkeit für Langeweile"
(Boredom Susceptibility Scale, BSS, eine Subskala der .,Sensation Seeking Sea- le" von Zuckennan. 1979). Schulische Langeweile könnte durch inhalts- und al- tersmodifizierte Versionen der Boredom Proneness Scak und der Boredom Sus- ceptibility Scale erfasst werden. Trotz relativer Ahnlichkeit der den beidel1 Skalen zugrunde liegenden Langeweiledefinitioncn ("Neigung zu" und .,Anfalligkeit Hir"
Langeweik) korre.Jit:ren sie jedoch nur sehr schwach miteinander (z. B. Far- mer & Sundberg, 1986; Kass & Vodanovich, 1990; Watt & Ewing, 1996)' was auF eine starke inhaltliche Divergenz der !tems bei der Skalen hinweist.
Insgesamt ist bemerkenswert, wie heterogen scbulische aber auch außerschuli- sche Langeweile erfasst wird. Erstaunlich ist zudem im Hinblick auf die häufige Betonung der Relevanz schulischer Langeweile, dass neben der PALMA-Skala (siehe oben) international kein einziges Instrument zur deren differenzierten Er- fassung entwickelt wurde. Vielleicht haben sich bisher zu viele Studien an Robin- son's (1975, S. 151) Statement zur Operationalisierung des Langeweileerelebens orientiert: "We have a means of diagnosing boredom_ We ean simply ll.,k pupils whether or not thcy are bored".
3. Attributionsbasierte Erfassung von Über-und Unterforderungs- langeweile in der Schule
Anhand der bisher publizierten LangeweileskaIen werden Intensität und Häu- figkeit von Langeweile bzw. ,.Anfälligkeit" für diese erfasst. Jenseits dieser As- pekte ist es jedoch im schulischen Instruktions-und Interaktionsgeschehen wich- tig, Ursachen von Langeweile zu eruieren. Dies wäre methodi~ch durch einen si- multanen Einsatz von Skalen zur Erfassung von Häufigkeit bzw. Intensität des Langeweileerlebens und Skalen zu potenziell relevanten Langcweileantezede.n- zien, wie z. B. Schubtrukturen, Untenichtsmerkmale. sowie Aspekte der Lehrer-
J 18
und Schülerpersönlichkeit möglich (siehe Götz, 2004; Pekrun, Götz, Titz & Per- ry, 2002 und Titz, 2001 zu diesem Vorgehen). Neben dieser Herangehensweise ist es jedoch auch von Relevanz, Langeweileursachen unabhängig von der Inten- sität bzw. Häufigkeit des Langeweileerlebens zu erfassen. Das heißt, es ist im Hinblick auf eine Optimienmg schulischen lnstruktions- und Interaktionsgesche- hens sinnvoll, die von Schülern perzipierten Langeweileantezedenzien unabhän- gig davon zu erkennen, wie häufig bzw. intensiv sie Langeweile erleben. Metho- disch geschieht dies bei der vorliegenden Studie durch eine attributionsbasierte Erfassung von Langeweile in der Form. dass Schüler nach Langeweileursachen im Falle des Auftretens von Langeweile gefragt werden (., Wenn ich mich im Ma- thematikunterricht langweile, dann .liegt es daran, dass ... "). Die Häufigkeit und lntensität des Erleben~ wird bei dieser Art der Erfassung somit auspartialisiert.
Ein solches Vorgehen wurde bereits bei Gätz und Frenzel (2005) gewählt - auch Lohrmann (2008) bezieht sich auf Gäu und Frenzel (2005) und ert~lsste zum Teil Langeweile attributionsbasiert bei Grundschulkindern. Die vorliegende Studie konzentriert sich auf Über- und Unterforderungslangeweile, da sowohl Clber- als auch Unterforderung im Unterricht zwei in theoretischen Erläuterungen häutig thematisierte Langeweileantezedenzien darstellen (z. B. Conrad, J 999: Larsen &
Richards, 1991: S111ith, 1981; vgl. Zitate am Anfang des A!1ikels).
4. Über- und Unterforderungslangeweile, akademisches Selbst- konzept, Geschlecht und Leistung
Die der vorliegenden Studie zugrunde liegenden theoretischen Annahmen zum Zusammenhang von Über- und Unterforderungslange\veile, dem akademischen Se1bstkonzept der Begabung, dem Geschlecht und der Leistung sind in Abbildung I dargestellt. Langeweileperzeplion in Folge von Über- und Unterforderung kann als eine direkte Konsequenz subjektiver Fähigkeitsselbsteinschätzuugen, d. h. der Ausprägung des akademischen Selbstkollzepts der Begabung betrachtet \verden.
Zudem .ist anzunehmen, dass zeitstabile Langeweileattributionen kumulativ Wir- kungen auf das akademische Selbstkonzept der Begabung zeigen (siehe Rück- kopplungsschJeifen in Abbildung I). Bezüglich des Zusammenhangs von Leis- tung und Selbstkonzept konnten Längsschnittstudien bestätigen, dass Noten pri- mär Antezedenzien der Ausprägung fachspezifischer Selbstkonzepte sind und Selbstkonzepte wiederum Wirkungen auf die entsprechenden Fachleistungen zei- gen (2. B. Guay, J\-larsh & Boivin, 2003: Marsb & YCllng, 1998; siehe auch Möl- ler & Köller, 2004).
Leistung
Geschlecht Zeugnis note
~
i
Selbstkonzept
~ . . -
Akademisches Selbstkonzept
t
119 Langeweileattribution
<
Überforderungs.langeweile
Unterforderungs- langeweile
Abbildung l: Modell zum Zusammenhang von Langeweile, Selbst konzept. Leis- tung und Geschlecht
Was den Zusammenhang von Leistung und Langeweile anbelangt, so geht das in Abbildung 1 dargestellte Modell von einer durch das akademis.che Selbstkol1- zept der Begabung mediielten Wirkung der Leistungsrückmeldungen (Noten) auf das Ausmaß subjektiv perzipierler Übcr- und Umerfordcrungslangeweile aus (vgl. Gätz, Frenzel, HaU & Pekrun, 2008). Ebenso wird von keiner direkten, son- dern ebenfalls durch das Sclbstkonzept der Begabung mediicrten Wirkung des Geschlechts auf Ober- und Unteriorderullgslangeweile ausgegangen (zu Ge- schlechterullterschieden bezüglich der Ausprägung des akademischen Selbstkon- zepts der Begabung siehe z. B. Götz et aL, 2008; Pajares & Miller, 1994; Ramos,
1996).
5. Fragestellungen und Hypothesen
Die vorliegende Studie soU der BeanhvOltung folgender Fragen dienen: (1) Sind die attributionsbasierten Skalen zur Erfassung von Über- und Untertorde- rungslangeweile stHikturell und diskriminant valide? Die diskriminante Validität soll hierbei in Hinblick auf die Abgrenzung der beiden Konstrukte zum inhalts- nahen Selbstkonzept der Begabung überprüft werden. (2) Wird der Zusammen- hang zwischen Leistung und den beiden LangeweilefOlmen sowie zwischen Ge-
schlecht und den beiden Langeweileforrnen durch das akademische Selbstkonzept
der Begabung mediiert'? Entsprechend unseren theoretischen Annahmen (siche
A.bbildung 1) werden mediierte Zusammenhänge erwartet.
6. Methode 6.1 Stichprobe
Die Daten der vorliegenden Untersuchung wurden durch geschulte Testleiter an einem insgesamt 500 Schüler umfassenden Convenience-Sample der Sekundar- stufe I erhoben (53 % weiblich). ln die Analysen gehen Daten von 123 Haupt- schülern (46 % weiblich), 238 Realschülern (54 %, weiblich) und 139 Gymnasias- ten (55 ')I" weiblich) aus insgesamt 20 Schulklassen ein. Die Dalenerhebung fand anhand vollstandardisierta Schülerfragebögen an ausschließlich koedllkativen Schulen st.att. Das Durchschnittsalter der Probanden lag bei 13.55 Jahren (SD = 1.79). Es zeigte sich kein signifikanter Altersunterschied zwischen männlichen lind weibl iehen Versuchspersonen (F( I, 499) "" .024, P = .88). Die Teilnalune an der Untersuchung war freiwillig und tlmd nur im FaHe einer Einwilligung der Er- ziehungsberechtigten statt.
6.2 Skalen der Untersuchung
Alle Variablen der Untersuchung wurden anhand von Schü1erselbstberichten erhoben. Beispielitems und Skalenreliabilitäten (Cronbach's a) sind in Tabelle 1 aufgdlihrt. Zur Quantjfizierung von Über-und Unterforderungslangeweile sowie dem akademischen Selbstkonzept der Begabung wurde als Amwortf()rmat jeweils eine 5-stutige Likert-Skala mit den Antwortalternativen (I) stimmt gar nieh!. (1) siimmt kal/m, (3) stimmt etwas, (4) stimmt weügehend lind (5) stimmt genau ver- wendet. Jeweils zwei Herns wurden zur Erfassung von Über- und Uniel:fr)rde- rungslangewei/e im Mathema(jkunterricht in die Studie integriert. Die ltems wur- den auf der Grundlage der Ergebnisse qualitativer Pilotstudien zu Antezedenzi.en von Unterrichtslangeweife generiert (Birken. 2004; Güh, 2004; (;ötz, Frenzel &
Haag, 2006). Sie erfassen das Ausmaß an Über- und Unterforderungsattribuie- rung im Falle von Langeweileerleben im Mathematikunte!Ticht und zeigen aus- reichende Reliabi!itätell (a = .791.71). Da sich die vorliegende Studie auf den Zu- sammenhang von Langeweile und Selbstkonzept konzentriert und internale Artri- bUlionen diesbezüglich 31s zentral zu bezeichnen sind, wurden extemale Lange- weileattributionen, wie z. B. Überforderungslangeweile in Folge eines unstruktu- rierten, chaotischen Unterrichts nicht thematisiert (zu intemaler vs. extemaler At- tribution vgL Weiner, 1985).
Tabelle I: Beispielitems, Itemzahlen uud Reliabilitäten der Untersuchungsskalcll
Sk"la . Beisfl.~elitem a
- - --_._- -,,---'---'-"'---'---'----~---
Überforderungslangeweile Unterforderungslangeweile Akademisches Selbstkonzept
Wenn ich mich im Matheunterricht lang- weile, liegt es daran, dass ...
der Mathestoff zu sChwierig für mich ist;
der Mathestoff so einfach ist;
Mathe ist eines meiner besten Fächer.
j: ltemzahl, €X: Reliabilität (Cronbachs €X)
2 .79
2 .71
3 .87
Zur Erfassung des mathematischen Selbstk.onzepts der Begabung (u = .87) wurde eine deutsche Kurzfassung des Self Description Qucstionnaires (SDQ) von Marsh (1990) herangezogen (die Items der deutschen Kurzfassung finden sich hei Kunter el al., 2002). Be.; den ,'vfathematiknoten handelt es sich um selbst berichtete ZWlschenzeugnisnoten (nicht invertierte Werte, d.h. von I ,.sehr gut'" bis 6 "llO- genügend"), welche die Schüler im Erhebuugssclluljahr, d. h. ca. vier Monate vor der Datenerhebung erhielten. Auch das Geschlecht wurde anband von Schüleran- gaben erhoben und fl)!gcndennaßen kodiert \. I) männlich, (2) weiblich. Die In- lcrkorrelationen aller Unrersuchtlngsskalen sind im Anhang A dargestellt.
6.3 Datenanalysen
Die strukturelle Validität der Skalen mr Erfassung von Über-und Unterforde- nmgslangeweile wird anband konfirmatorischer Analysen überprüft (lineare StrukturgleichungsmodeHierungen, LlSREL 8.80, Jöreskog & Sörbom, 2007; sie- he Abbildwlg 2). Da die Langeweile-Items fähigkeilsbezogcne Auributionen im Falle des Erlebens von Langeweile erfassen, zeigen sie partielle inhaltliche r\qui- valenz zu den ltems der Skala "akademisches Selbstkotlzept" (siehe Tabelle I.
Beispielitcms). Zur Prüfung der diskriminanten Validität der beiden Langeweile- skaIen im Hinblick auf deren Abgrenzung vom akademischen Selbstkonzept der Begabung werden vier Modelle anhand linearer Stmkturgieichullgsmodellierun- gen kompetitiv gegeneinander getestet. Anhand von t-Tests werden alle Untersu- c.hungsskalell auf geschlechterbedingtc Mütelwertsunterschiede untersucht. Die Annahme eines durch das akademische Selbstkonzept der Begabung mediierten Zusammenhangs von Noten bzw. Geschlecht und Langeweileörleben (Ober- und
Untcrfordemngslangcweile) wird anhand linearer StruklUrgleichungsmodelliefUn-
gen überprüft. Hierzu werden ein reines Mediatiol1smodelJ (siehe Abbildung 3) und ein alle direkten ulld indirekten Pfade zulassendes Modell ("gesättigtes" Mo- del) kompetitiv gegeneinander getestet
122
7. Ergebnisse und Diskussion
Das Muster ausgewählter Fit-Indizes deutet auf eine sebr gute Passung des in Abbildung 2 dargestellten SlJ"ukturmodelis mit den empirischen Daten und damit auf eine hohe strukturelle Validität der ltems zur EIfilssung von Über- und Unter- forderullgslangewei1e hin: X2" .0025: df = I; GFl = 1.00; CF] = 1.00; Rl'vlSEA <
. 001 (Interkorre!ationen der ltems: siehe Anhang B). Ein Alternativmodell, bei welchem aUe vier Items ab manifeste Indikatoren eines einzelnen latenten Fak- tors definiert werden, zeigt hingegen eine sehr schlechte Anpassung ('1.2-125.50;
d!'= 2; x"" !df= 62.75: GFI = .88; CF] = .70: RMSEA oe .37l). Die Ergebnisse der konfirmatorischen Analysen und die relativ schwache disattenuiertc Korrelation zwischen den heiden LangeweileskaIen (rd = -.35, bivariate Pearson-Korrelation:
r·-== -.27) verdeutlichen, da<;s es sich bei Cber- und UntcrforderungsJangeweile nicht lediglich um das Maximum bzw. Minimum eines unipolaren Kotlstmkts
".Ausmaß an Überforderungslangeweüe" handelt und beide Langeweileformen simultan schwach bzw. stark ausgeprägt sein können,
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Abbildung 2: Modell zur Tesmng der strukturellen Validität der Langeweileska- len (dargestellt sind st.andardisiet1e Koeffizienten. IV = SOO)
In Tabelle 2 sind die Ergebnisse zur diskriminanten Validität der Lallgeweile- skalen im Hinblick auf deren Abgrenzung vom akademischen Selbstkonzept der Begabung dargestellt. Bei den rvlodellen 1 bis 3 werden jeweils zusätzlich zu den drei Selbstkonzeptitems die ltems der Lallgeweileskalen als manifeste Variablen eines gemeinsamen latenten Faktors definiert (Ein-Faktorenmodelle). Bei .ModeH 1 (I'vl 1) sind dies die ltems der Skala Überforderungslangeweile, bei M2 die Items der Skala Unterforderungslangeweile und bei M3 die Items beider Langeweile- skaien. Durch M4 wurde ein Drei-Faktorenmodell konfirmatorisch getestet, in welchem die Hems zum akademischen Selbstkonzept und zur Über- und Unter-
123 forderungslangeweile jeweils als Indikatoren separater manifester Variablen defi-
niert wurden. Interkorre1atiol1en aller in die Modelle integrierter Variablen linden sich im Anhang B. Die im Gegensatz zu den Ein-F'aktorenmodelten (MI-M3) gu- te Datenanpassung des Dreif~lktorenmodeUs (M4, siehe Tabelle 2) impLiziert hohe diskriminante Validität der ltems zu Über- und lJmerforderungslangcwcilc; d. h . inhaltlich grenzen sich die Langeweileitems deutlich von jenen zur Erfassung des akademischen Selbstkonzepts der Begabung ab.
Tabelle 2: Testung der diskriminanten Validität der Langeweilcskakn .... Fillndizes
Einfaklorenrnodelle M1: Iterns SK, ÜL auf einen Faktor M2: Iterns SK, UL auf einen Faktor M3: Items SK, ÜL. UL auf einen Faktor OreifaktorenmodelJ M4: Items SK, UL, ÜL auf eigenen Faktor
t
---_ df ..._
... _ ... __ X.-.-._ .. 2/df_
..-_
.._
Gfl_
... Cfl RMSEA118.f)O 5 23.72 .90 .90 .225
11127 5 22.25 .91 .89 .218
235.68 14 18.83 .87 .84 .188
25.62 11 2.33 .98 .99 .054
M: ModelL SK: Selbst.konzept der Begabung, ÜL: Überfordenmgslangewi:.'ik UL Unter·
torderungslangeweilc, N = 500
In Tabelle 3 sind Mittelwerte und Standardabweichungen aller Lntersucbungs- skalen und der Matbematiknote getrennt nach Geschlecht dargestellt. Der etwas bessere Notendurchschnitt der .lungen unterscheidet sich nicht signifikant von der Mathcmaiiknotc der Mädchen (t = 0.94, P = .11). Auf (sehr) geringe Geschlcchts- unterschiede in den mathematischen Leistungen zu Gunsten der Jungen weisen auch Metaanalysen (Hyde, Fennema & Larnon, 1990; LeaJley & Guo, 200 I), die Ergebnisse der TIMS-Studie (Hosenteid, Köller & Baumen, 1999) lind der PISA 2000-Erheblll1gen hin (Stanat & Kllnter, 2001; eine ausfUhrliehe Diskussion zu Gesch1cchtsdifferenzen in den mathematischen Leistungenlindet sich bei Köl- ler & Klieme, 2000).
Tabelle 3: Geschlechterunterschiede in den Unrersuchungsskalen Skalen und' Leistung männlich weiblich
M SD M SD
-Überforderungs!angeweile - - -- - - --4.12 - _ ...
_--_._-_
1.92 ..._ ---
Unterforderungslangeweite 4.83 2.17-_.~_._-_ .. _._ .. __ ...
_._
.. _-----Akademisches Selbstkonzept Mathematiknote
10.06 3.30 2.97 1.01
'" p < .05.
**
p < .01. :V = 235 männlich, N = 265 weiblich.4.76 2.19 4.22 1.91 8.15 3.24 3.11 0.94
t -3.42"
3.35*'
•..••...•... _---_ ....
__
._--6.47*' -1.61
Mädchen zeigen deutlich mehr Übetiorderungslmlgeweile (t "" -3.42. p = .00 I), weniger Unterforderungs!angeweile (I = 3.35, P "" .0(1) und ein niedrigeres ma- thematisches Selbstkonzept der Begabung (t
=
3.24, P < .00 I) als Jungen. Derar- tige Geschlechtsdifferenzen beim mathematischen Selbstkonzept der Begabung fanden sich auch bei zahlreichen anderen Studien lZ, B. bei der deutschen PtSA 2000-Erhebung, Stanat & Kunter, 2003 und der BlJU-Studie, Baumert et al..1996; siehe auch Götz et al., 2008; Trautwein, 2003; zu intemationalen Ergebnis- sen siebe Marsh & Yeung, 1998).
Zur Testung der Mediationsannahmen wurden ein ·Mediationsmodel.l und ein gesättigtes Modell kompetitiv gegeneinand.er getestet. Die Interkorrelationen aller in die Mod.elle integrierten manifesten Variablen sind im Anhang B dargestellt.
Zunächst ist das Muster an Zusamrn.:nhängen im .Mediationsmodell als theorie- konform zu bezeichnen (siehe Abbildung 3). Geschlecht und MaUlemutiknote korrelieren nicht signifikant (r "" .07; p ~ .. I 1); gute 1'v1athematiknoten gehen mit einem hohen mathematischen Selbstkonzept einher lind Mädchen zeigen tl'otz gleicher Mathcmatiknoten eine niedrigere Selbstkonzeptausprägung. Ein stark ausgeprägtes akademisches Selbstkonzept geht zudem mit geringer Überforde- rungs- und hoher Unterfordewngslangeweile einher. Zur kompetitiven Testung wurde ein gesättigtes Modell generiert. Bei di;;:sem sind zusätzlich zu den Pfaden des Mediationsmodells direkte Pfade von der Note und vom Geschlecht zu den beiden Langeweileskaien integriert.
Das Mediationsmodell zeigt dureh die Integration zusätzlicber Restriktionen (Nullfixierung der direkten Pt~lde) einen schlechteren empirischen Fit (höherer x2-Wert), Diese Restriktionen führen jedoch zu keiner signifikanten Verschlech- terung der Modellanpassung im Sinne des X" -VergJeichstests (p "" . 99; siehe Ta- belle 4;
ll' l
= .18; lldf= 4) und das Muster allsgewählter Fit-Indizes deutet sogar auf eine bessere Passung des Mediationsmodells hin (siehe X::/df. RJvlSEA in Ta- beJJe 4)....
_---. 0J
r ·
Geschlecht :: I
.07 (n.s.) '-
- =~_
r-Mathematik: ' ~
-.73,~misches L ..
note _ .. _.-.3 ~elbstkonzept---
lJ~
.58 / __ .--___ .79 ~
U'nterforderun;K
.~~
Abbildung 3: Strukturgkichungsmodetl zur Testuug der Mediationsannahmen Dargestellt sind standardisierte Koeffizienten. Kodierung des Geschlechlq: I männlich, :2 weiblich. Noten: von I (sehr gut) his 6 {lIngenügend).lv = 500.
Tabelle 4: Testung der Mediationsannahme - Fit Indizes
t
dt lldf GFI CFI RMSEAMediationsmodetl 47.70 24 1.99 .98 .99 .047
Gesättigtes Modell 47.52 20 2.88 .9B .99 .055
N~ 500
Zudem erreicht keiner der vier beim gesättigten Modell zusätzlich integrierten Pfade das Signifikanzniveau von p'" .05 (siehe Tabelle 5, standardisierte Werte, IPfadkoeffizientenl = [00 bis .0:::]), Ingesamt kann somit die Mediationsannahme anhand der Ergebnisse der kompetitiven Testung bestätigt werden.
126
Tabelle 5: Pfadkoeffiziemen des gesättigten Modells
Akad. Selostkonz.ept Note
Geschlecht
P(adkoeffi~ientzuo·
Uberfo;derung·s- Unterl;dt<1J'.lljlfr!;!~~_,
!angeweile
· 'ang. eweile
-.72'".00 -.02
.58*'**
.00 -.01
._-- - - _ ... _ ...
__
._.-Dargestellt ;;ind standardisierte Pfadkoeffizienr.en. *** p < .01. N = 500 8. Schlussfolgerungen
_.73"n _.25,r<
Die in der vorliegenden Studie verwendeten altributionsbasierten Skalen zur Erfassung von Über-und Unteliorderungslangeweile zeigen hohe strukture.lle Va- lidität und grenzen sich empirisch deutlich vom akademischen Selbstkonzept der Begabung ab. Die Mediationsannahmen konnten bestätigt werden: Bei Berück- sichtigung des akademischen Selbstkonzepts der Begabung als Mediatorvariable zeigen sich keine signifikanten direkten Effekte der Leistung und des Geschlechts auf Ober-und UnreJiorderungslangeweile.
Aus den Untcrsllchungsergebnissen lassen sich einige methodi.sche und prakti- sche [mplikaliollen ableiten. Die diHerenziellen Bezüge VOll Über- und Unterfor- derungslangcw'cik zum akademischen Selbstkollzept, zum Geschl.ccht und zur Leistung verdeutlichen die Sinnhaftigkeit einer Generierung attributionsbasierter Langeweileskakn. Weitere Studien könnten theoretisch antizipierbare Bezüge dieser beiden Skalen zu anderen psychosozialen Konstrukten (z. B. lvlotivation, Kontrollkognitionen, sclbstrcgulatorische Kompetenzen, Coring-Strategien) und zu Charakterislika von Lernlln1we!len untersuchen (z. B. Unterrichtsvariablen.
Parental Involvement, Pcer-Variablen, Scbulstrukturen; zur Bildung von Hochbe- gabt·enklassen und Unter-bzw. Überforderungslangeweile siehe Preckel, Goetz &
Frenzd, in press). Zudem wären Zusammenhänge zwischen fachspezifischer Ober- bzw. Unterforderungslangewcilc mit Leistungen und Sclbst.konzepten in anderen Fächern von Interesse (z. B. Oberforderllngslangeweile in \1.athema:tik und Leistung!Selbstkonzept in Deutsch). Auf der Basis qualitativer Studien und theoretischer Modelle zu Antezedenzien des Langeweileerlcbens ist die Generie- IUng weiterer attributionsbasierter Langeweile-Kurzsklen denkbar. Mögliche Ska- len wären beispielsweise generalisierte bzw. babituelle Langeweile, d. h. Lange- wciJeerleben im Unterricht aufgnlOd permanenter, situationsübergreifender Lan- geweile oder ,7wangslangeweilc" in Anlehnung an Fenichels (1934, S. 279) Ur- sachen beschreibung von Langeweile: ,,sie tritt ein. wenn man nicht tun darf was
1.27 man will, oder wenn man et\-vas tun muß, was man nicht will". Längsschninliche Untersuchungen könnten die im Modell angenommenen reziproken Beziehungen prüfen (siehe Abbildung 1; vgl. die Analysen zu reziproken Beziehungen bezüg- lich des Zusammenhangs von Selbstkonzept und Leistung VOll Guay, Marsh &
Boivin, 2003 und M.arsb & Yellng, 1998).
Wissen über schüler- bzw. klassenspezifische Ausprägungen von Über- und Unterforderungslangeweile kann tur Lehrkräfte biIfreich im Hinblick auf die Op- timierung schüler-bzw. klassenadaptiven Unterrichtsgeschehens sein. Diesbezüg- lich notwendige diagnostische Kompetenzen können beispielsweise gesteigert werden, indem mit Lehrkräften langeweilebezogene Analysen zur Diskrepanz von Schülerse1bstberichten und entsprechenden Lehrerperzeptionen durchgeflihrt werden. Hohe diagnostische Kompetenzen bezüglich des Erkennens von Über- und Unterforderungslangeweile können eine Basis tUr schülcr-lind klassenspezi- fische Interventionsmaßnahmen bilden (z. B. Förderung im Rahmen von lntensi- vierullgsstullden und Fördenmterricht). Zur Generierung subjektorientierter Jnter- ventionsmaßnahmell (vgl. Götz, Frenzel & Pekrun, 2007) ist es für Lehrkräfte wichtig zu wissen, dass Mädchen im Vergleich zu Jungen im Fach Mathematik trotz gleicher Leistung mehr Über- und weniger Unterforderungslangeweilc be- richten und die Ursachen hierfür in einer geringeren Ausprägung des akademi- schen Selbslkonzepts von Mädchen liegen. Adäquates pädagogisches Handeln könnte darin bestehen, das akademische Selbstkonzept der Mädchen im Fach Ma- thematik durch Reattributionstrainings (vg1. Peny, 1997: PeIT)' & Hall, 2009;
Schober, 2002) oder attributionsfokussierendes lnstrukLions- und lnteraktionsge- schehen deran zu modifIzieren, dass diese bei Erfolg verstärkt auf Fähigkeiten at- tribuieren (zu emotionsungünstigen Attributionsmustern bei Mädchen im Kontext von Mathematik vg1. Stipek & Gralinsky, 1991). Auf Individual- und Gruppendi- agnostik basierende Interventionsmaßnahmen könnten das Langeweileerleben von Schülern reduzieren und dadurch einen Be.itrag zur Steigerung subjektiven Wohlbefindens in der Schule und zur effektiven Ausschöpfung schülerimmanen- ter Ressourcen leisten - oder mit anderen Worten: erfrischende Turbulenzen in ihrer "Windstille der Seele" erzeugen.
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Anschrifl der Autoren:
Prof. Dr. Thomas Götz, Erziehungswissenschaft I Empirische Bildungsfor- schullg, Universität Konstanz! Pädagogische Hochschule Thurgau (Schweiz), lJniversitätsstraße 10,78457 Konstanz, E-Mail: thomas.goetz@uni-konstanz.de
Prof. Dr. Anne C. Frenzel, Philosophisch-Sozialwissenschaftliche Fakultät, Ab- teilung Psychologie, Universitätsstr. 10, 86135 Augsburg,
E-Mail: anne.frenzel@phil.ulli-augsburg.de
134
Anhang A
IntcrkolTclationcn der Untersuchungsskalen
--- . --,---
•..._ --_._---
... ..-..._---_.
?~ ;> .:/.
(1 ) (2) .. (3) (4) (5)
. ...;, . . ... _ ...
(1) Überforderungslangeweile
(2) Unterforderungslangeweile -.27
(3) Akademisches Selbstkonzept -.60 .46
(4) Mathematiknote .48 -.37 -.69
(5) Geschlecht .15 -.15 ____ ... _ .. " .... _.A -.28 .07 p < .05 t1\r
Ir!?:
.09;1' < .01 für Ir! ,>. .11;p < .001 für Irl::~ .15. N== 500Anhang B
Standardabwcichungen und Intcrkorrelation der manifesten Variablen des Struk- turgleichungsmodells
_ ••• __ • __ ._.· .• ·:.· ••• ffiO·
Variablen (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)
SO Korrelationskoeffizient (Pearson)
(1) Ü1 1.13
(2) Ü2 1.17 65
(3) U1 1.17 -.24 -.27
(4) U2 1.16 -.18 -.19 .55
(5)A1 1.1 () -.52 .49 .42 .37
(6) A2 1.44 -.52 -.47 .37 .29 .73
(7)A3 1.24 -.46 -.46 .39 .35 .66 .73
(8) Note 097 .42 .45 -.34 -.31 -.67 -.62 -.55
(9) Geschlecht .50 .12 .15 -.16 -.11 _ -.22 ... -.27 _-_ .. -.27 .07 A I-A3: Akademisches Selbstkonzepl; Ci I, Ü2: Oberforderungsl:mgl·weile; U 1, U2: Unter- {()J'(krungslangcweile. p < .05 fnr
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