Überprüfung der Faktorenstruktur und Validierung des Fragebogens zum Studieninteresse am Thema schulische Inklusion (SIT-IN)
Abstract
Zusammenfassung. Im vorliegenden Beitrag werden die Entwicklung und Validierung eines Fragebogens zum Studieninteresse am Thema schulische Inklusion vorgestellt, welcher die 3 Facetten persönliche Valenz, affektive Valenz und intrinsischer Charakter berücksichtigt. Vorstudien mit der Methode des lauten Denkens (n = 4) und mit regulären Fragebogenerhebungen (n = 328) führten zu einer Skala mit 14 Items, die 551 Studierenden unterschiedlicher Lehramtsstudiengänge zusammen mit weiteren Skalen, z. B. zu Einstellungsfacetten, vorgelegt wurden. Die explorative Untersuchung der Faktorenstruktur am ersten Zufallsdrittel der Stichprobe konnte die angenommene Einfachstruktur bestätigen. Konfirmatorische Analysen zur Kreuzvalidierung anhand der beiden anderen Zufallsdrittel führten zusammen mit weiteren Fitting-Prozeduren zu einem akzeptablen Modellfit, der auch das Niveau der skalaren Messinvarianz für Studierende unterschiedlicher Lehramtsstudiengänge bestätigt. Unterschiede in der zentralen Tendenz zwischen diesen Gruppen werden ebenso berichtet und diskutiert wie Korrelationen zu Einstellungsfacetten, Selbstwirksamkeitserwartungen und Erfahrungen mit inklusivem Unterricht.
Abstract. The construct of interest has a guiding function, which is expressed, for example, in dealing with potential learning objects intensively and comprehensively. Interest in socially meaningful key issues, such as the implementation of an inclusive school system, also represents a value itself in teacher training, independent of learning success. This paper presents the development and validation of a questionnaire on study interest in school inclusion, which accounts for the three facets of personal valence, affective valence, and intrinsic character. Initial studies using thinking aloud (n = 4) and questionnaire surveys (n = 328) led to a preliminary scale with 14 items. We then presented this scale, along with further personal variables and scales, e. g., on attitude facets, to 551 students of different teaching degrees. Exploratory factor analysis with the first random third provides evidence for the theoretically presumed structure. Supplementary confirmatory factor analyses for crossvalidation using the other two random thirds, together with further fitting procedures, led to an acceptable model fit. Measurement invariance testing confirms the level of scalar invariance for different groups of prospective teachers. We report and discuss group differences as well as correlations regarding attitude facets, self-efficacy, and experiences with inclusive teaching.
Eine positive Einstellung von Lehrkräften zur schulischen Inklusion gilt als eine wichtige Gelingensbedingung derselben und wird in kompetenztheoretischen Zugängen als eine wichtige intrapsychische Disposition berücksichtigt (Hellmich, Görel & Schwab, 2016; Schwab & Seifert, 2014). Für die Ausbildung von Lehrkräften ist problematisch, dass der Begriff Inklusion selbst ebenso wie die korrespondierenden Einstellungen nicht einheitlich definiert sind. Darüber hinaus fordert ein wissenschaftlicher Zugang eine kritische Distanz im Denken und eine datenbasierte und eigenständige Beurteilung der Ziele und Umsetzungsformen von schulischer Inklusion. Unbenommen hiervon ist der an alle am deutschen Bildungssystem Beteiligten gerichtete Anspruch, sich dem Querschnittsthema Inklusion zuzuwenden. Die im besten Fall aus eigenem Antrieb erfolgende Zuwendung zum Thema lässt sich sowohl konzeptuell als auch alltagssprachlich als Interesse am Gegenstand fassen. Darüber, ob Studierende sich mit Interesse diesem Thema zuwenden und ob das jeweilige Studium dieses Interesse befördert, ist wenig bekannt. Der vorliegende Beitrag beschreibt die Entwicklung des Fragebogens zum Studieninteresse am Thema schulische Inklusion (SIT-IN), um einen Beitrag zur Aufklärung der benannten Forschungsdesiderate zu leisten. Im einleitenden theoretischen Teil wird zunächst ein Überblick über das Thema Studieninteresse in der Hochschullehre gegeben, um dann spezifischer auf das Interesse am Thema Inklusion einzugehen.
Studieninteresse als Komponente universitärer Lern- und Bildungsprozesse
Die relativ freie Wahl eines Studienfaches ermöglicht es angehenden Studierenden eigene Interessen bei der Berufswahl zu berücksichtigen. Vorliegende Forschungsbefunde zur Berufswahl orientieren sich zumeist an der Unterscheidung von intrinsischen und extrinsischen Motivationskomplexen. Im intrinsischen Motivationskomplex dominieren bei angehenden Lehrkräften die Freude an der pädagogischen Arbeit, die gesellschaftliche Relevanz, Fähigkeits- und Selbstwirksamkeitsüberzeugungen sowie erwartungsgemäß auch die fachbezogenen Interessen (Eder, Gniewosz, Bach, Hofmann & Katstaller, 2020; Kiel, Heimlich, Markowetz & Weiß, 2015). Hinzu kommen Überlegungen aus dem extrinsischen Motivationskomplex wie z. B. die hohe soziale Absicherung.
Interesse für das eigene Studienfach spielt nicht nur bei der Entscheidung für einen Studiengang eine wichtige Rolle, sondern steht auch im engen Zusammenhang mit dem Lernverhalten und mit verschiedenen Kriterien für den Studienerfolg (Drechsel, 2001). Interessierte Studierende nutzen Strategien, die eine vertiefte Auseinandersetzung mit dem Gegenstand ermöglichen, sie sind fokussierter im Erreichen ihrer Lernziele und sie lassen eine höhere Anstrengungs- und Lernbereitschaft erkennen (Renninger, Hidi & Krapp, 1992; Wild, 1999). Im Ergebnis zeigen sich z. B. bessere Erinnerungsleistungen von gelesenen Informationen (Schiefele, 1996). Moderate Korrelationen liegen auch zu Leistungsbeurteilungen von Studierenden in Form von Noten vor (Müller, 2001). Ebenso finden sich Zusammenhänge zwischen der Kompetenzentwicklung von Studierenden in der Selbsteinschätzung und sogenanntem deep level learning (Rebenstorf & Bülow-Schramm, 2013) oder meaning-oriented learning (van der Wal-Maris, Beijaard, Schellings & Geldens, 2019), die die Interessen des Einzelnen als Ausgangspunkt für die universitäre Lehre betonen. Ein substanzieller negativer Zusammenhang liegt für das Interesse an den Studieninhalten und einem Studiengangwechsel oder gar dem Abbruch des Studiums vor (Bergmann, 1992).
Die Wechselwirkung von konkreten universitären Lerngelegenheiten und dem Studieninteresse wird im Rahmenmodell der Interessengenese von Krapp (1993) im Begriff des situationalen Interesses gefasst. Wiederholtes Erleben von situationalem Interesse, das seinen Ausdruck findet in der als positiv erlebten Beschäftigung mit dem Studienfach, wirkt sich im Weiteren verstärkend auf das individuelle Interesse als internalisierte und zeitlich relativ stabile motivationale Disposition aus.
Schiefele, Krapp, Wild und Winteler (1993) stellen drei zentrale Komponenten von Interesse heraus, die sie ihrem Fragebogen zum Studieninteresse (FSI) zu Grunde legen. Die persönliche Valenz beurteilt den Wert der Beschäftigung mit spezifischen Themen und Lerngegenständen und nicht – wie im verwandten Konstrukt der Einstellungen konzeptualisiert – den Gegenstand selbst. Interessen beinhalten eine „Epistemische Tendenz“ (Krapp, 2009, S. 55), d. h. einen eigenen Wunsch sich dem Gegenstand zuzuwenden. Die zweite Komponente, die gefühlsbezogene Valenz, bezieht sich auf Emotionen, die die Beschäftigung mit dem Gegenstand hervorrufen. Der intrinsische Charakter – als dritte Komponente – schlägt die Brücke zur motivationspsychologischen Forschung, aber unter der Prämisse der persönlichen Valenz des Gegenstandes und nicht einer gegenstandsneutralen Leistungsmotivation (Krapp, 2009).
Aktuelle Tendenzen innerhalb der pädagogisch-psychologischen Forschung integrieren konzeptuell die gegenstandsbezogenen Interessen im Feld der motivationspsychologischen Forschung (Mikkonen, Ruohoniemi & Lindblom-Ylänne, 2013; Müller, 2006). Im Fokus stehen motivationale Wirkfaktoren ohne spezifischen Gegenstandsbezug, die sich z. B. auf die notwendige Energetisierung in Form eines allgemeinen Lehrerenthusiasmus beziehen (Bleck, 2019; Kunter, Frenzel, Nagy, Baumert & Pekrun, 2011). Weitere verwandte Forschungsbereiche mit Bezug zur Aus- und Weiterbildung von Lehrkräften beziehen sich auf Kompetenzen im Bereich der Emotions- und Motivationsregulation (Stiensmeier-Pelster & Otterpohl, 2014; Thomas, Müller & Bieg, 2018), die in einer kompetenztheoretischen Betrachtungsweise die Performanz in der zukünftigen Unterrichtstätigkeit im Blick haben. Das Konstrukt der gegenstandsbezogenen Interessen betrifft weniger die Performanz in Anforderungssituationen des Berufsfeldes, sondern die Performanz der Studierenden als Lernende.
Ergänzend zum pädagogisch-psychologischen Zugang der vorliegenden Arbeit ist zur Bedeutung der Thematik gerade in der Ausbildung von Lehrkräften anzumerken, dass in bildungstheoretischen Zugängen, für die normative Fragen nach den Zielen pädagogischen Handelns konstitutiv sind, die Frage nach der Valenz von Lerninhalten sowohl für den einzelnen Lernenden als auch für die Gesellschaft immer wieder neu zu verhandeln ist. Innerhalb dieser Diskurse bestehen vielfältige Anknüpfungspunkte für das Konzept der gegenstandsbezogenen Interessen, denen unabhängig von ihren Effekten auf die Leistungsentwicklung ein eigener Wert zukommt (Drechsel, 2001; Lägeler, 2005). Dabei ist Interesse ebenso wie Bildung nur begrenzt institutionell plan- und förderbar bzw. „nicht technisch verfügbar“ (Huber, 2013, S. 154).
Studieninteresse von angehenden Lehrkräften am Thema schulische Inklusion
Dass alle an der Ausbildung von Lehrkräften beteiligten Institutionen dazu aufgefordert sind, das Thema Inklusion als Querschnittsaufgabe zu verankern, ist u. a. durch die gemeinsame Empfehlung von Hochschulrektorenkonferenz und Kultusministerkonferenz zur „Lehrerbildung für eine Schule der Vielfalt“ (KMK/HRK, 2015) als Faktizität anzuerkennen. Für die empirische Bildungsforschung besteht allerdings das Problem, dass für den Begriff Inklusion keine anerkannte Definition vorliegt, sodass jeweils das „temporäre, reduzierte und singuläre Begriffsverständnis“ (Grosche, 2015, S. 31) zu definieren ist.
Ausgangspunkt für die Entwicklung der Skala SIT-IN waren hierbei Arbeitszusammenhänge in deren Rahmen fachdidaktische und sonderpädagogische Perspektiven auf Ebene der Studierenden und der Dozierenden im Hinblick auf die Gestaltung universitärer Lerngelegenheiten und in Bezug auf den Fachunterricht in heterogenen Lerngruppen zusammengeführt werden sollten (Siegemund & Bock, 2018). Für die Itemkonstruktion wurden drei für diesen Arbeitszusammenhang relevante inhaltliche Facetten des Konstrukts Inklusion berücksichtigt: (1) Allgemeines Interesse, (2) Interesse an Theorien und Forschungsergebnissen und (3) Interesse an praxisnahem, handlungsbezogenem Wissen mit dem Fokus auf Differenzierung und Unterrichtsgestaltung in heterogenen Lerngruppen. Die letzte genannte Facette setzt inhaltlich den stärksten Fokus entsprechend der Klassifikation von Grosche (2015) auf die Unterrichtsdefinition von Inklusion.
Auch durch aufwendige systematische Datenbankanalysen in den wichtigsten erziehungswissenschaftlichen und psychologischen Datenbanken (z. B. ERIC, PsycINFO) konnten nur drei Studien gefunden werden, die sich im engeren Sinne mit dem Anliegen der vorliegenden Arbeit befassen. Hellmich und Görel (2014) nutzen u. a. eine selbstentwickelte Skala mit acht Items, die motivationale Dispositionen für das Arbeiten im inklusiven Unterricht erfasst. Berichtete Beispielitems drücken die epistemische Tendenz aus, sich näher mit dem Gegenstand beschäftigen zu wollen. Die Konstruktionsprinzipien der Items werden nicht berichtet. Zur Reliabilität der Skala wird allein Cronbachs α mit einem guten Wert von .87 berichtet. Der Mittelwert von 3.94 (SD = 0.75) auf einer fünfstufigen Skala spricht für ein hohes Interesse der 200 befragten Grundschullehrkräfte, das sich nicht in gleicher Weise in den Einstellungen (M = 2.95, SD = 0.74) und der Selbstwirksamkeit (M = 3.11, SD = 0.70) wiederfindet. Hellmich et al. (2016) verwenden eine ähnliche, nicht näher spezifizierte Skala mit fünf Items in ihrer Befragung von Studierenden mit dem Lehramt (LA) Grundschule. Auch hier zeigt sich ein hohes Niveau, das über dem des allgemeinen Studieninteresses liegt. Substanzielle Korrelationen zwischen .50 und .56 liegen zu den Einstellungen vor sowie kleinere aber signifikante Korrelationen zur Selbstwirksamkeit (.25 – .27), zum allgemeinen Studieninteresse (.20 – .22) und zu den Erfahrungen im inklusiven Unterricht (.21 – .24).
Krauskopf und Knigge (2017) nutzen sechs Items einer selbst entwickelten Skala zur Erfassung des generellen Interesses am Thema Inklusion. Die Skala dient als eines von mehreren externen Kriterien zur Validierung einer Skala zur Kooperation von Lehrkräften und wird selbst nicht thematisiert. Zusammenfassend stellt das Interesse von Studierenden an der Thematik Inklusion und dessen Messung weitestgehend ein Forschungsdesiderat dar.
Ziele und Hypothesen
Zur Evaluation von einzelnen universitären Lerngelegenheiten wie auch ganzer Studiengänge in ihrem Beitrag zum Interesse von Studierenden am Thema Inklusion sind reliable Instrumente notwendig. Wünschenswert ist die systematische Konstruktion der Items, qualitative Methoden zum Verständnis der Items und eine Kreuzvalidierung anhand verschiedener Stichproben, die jeweils verschiedene Lehramtsstudiengänge berücksichtigen, sowie die abschließende Prüfung der Messinvarianz für die Teilgruppen aus unterschiedlichen Lehramtsstudiengängen.
Die Entwicklung von SIT-IN orientiert sich an den drei beschriebenen Facetten des FSI (intrinsischer Charakter sowie persönliche und gefühlsbezogene Valenz). Als Hypothese lässt sich entsprechend den Ergebnissen von Schiefele et al. (1993) zum FSI ebenso eine einfaktorielle Struktur mit drei Facetten vermuten (Hypothese 1). Als zweite Hypothese ist anzunehmen, dass ein hohes Niveau der Messinvarianz erreicht werden kann, da für alle Gruppen der gleiche Bezugspunkt, d. h. das Interesse an schulischer Inklusion im eigenen Lehramtsstudium, gilt. Unabhängig hiervon sind – auf der Grundlage von Gruppenvergleichen aus dem Bereich der Einstellungen zur Inklusion (Schwab & Seifert, 2014) und zur Selbstwirksamkeit (Siegemund, Knigge & Rotter, 2020) – deutliche Gruppenunterschiede mit Vorteilen für die Studierenden der Sonderpädagogik zu erwarten, sowie ausgehend von den Studien von Hellmich et al. (2016) insgesamt ein hohes Niveau des Studieninteresses (Hypothese 3). Auf der Grundlage der benannten Studien sowie durch den gemeinsamen Fokus auf inklusiven Unterricht und auf Fragen der Differenzierung in inklusiven Lerngruppen lässt sich eine mittlere Korrelation zu den inklusionsspezifischen Einstellungen sowie eine etwas niedrigere Korrelation zur Selbstwirksamkeit erwarten (Hypothese 4). Beide Korrelationen geben Hinweise auf die diskriminante Validität der Skala.
Vorstudien
Itemkonstruktion
Zum Zwecke der Konstruktion einer validen Skala, die möglichst viele Aspekte der Thematik abdeckt, wurden bei der Formulierung systematisch die verschiedenen Facetten des Konstrukts variiert (persönliche und affektive Valenz sowie intrinsischer Charakter) und jeweils mit unterschiedlichen inhaltlichen Bezugspunkten kombiniert: (1) Theorien und Forschungsergebnisse, (2) Differenzierung in inklusiven Lerngruppen und (3) Allgemeines Interesse.
Vorstudie 1: Lautes Denken
Die erstellte Skala mit 12 Items wurde vier BA-Lehramtsstudierenden vorgelegt, die diese mit der Methode des lauten Denkens bearbeiteten (Willis, 2005). Anhand der audiografierten Interviews beurteilten vier Mitarbeitende aus der Erziehungswissenschaft unabhängig voneinander die Passung der Aussagen der Probandinnen und Probanden mit der jeweils intendierten Zielrichtung der Items entsprechend den Konstruktionsprinzipien. Im Rahmen einer konsensuellen Validierung wurden Problemstellen identifiziert und Items reformuliert.
Vorstudien 2 und 3: Quantitative Erprobung
In der Vorstudie 2 wurde die überarbeitete Skala einer Gelegenheitsstichprobe von 52 BA-Lehramtsstudierenden der Universität Hamburg während einer Pflichtveranstaltung zur Einführung in den Sachunterricht vorgelegt. Die 12 erprobten Items wiesen eine annähernd gute interne Konsistenz (Cronbachs α = .79) auf. Zwei Items wiesen statt Inklusion das Wort Gerechtigkeit bzw. „allen SuS gerecht werden“ auf und zeigten eine sehr niedrige Trennschärfe (ritc_Prä1 = .265, ritc_Prä11 = .099). Insbesondere das Item Prä11 „Ich möchte mich im Studium mit dem Thema Chancengleichheit und Gerechtigkeit im Bildungssystem beschäftigen“ scheinen Studierende kaum mit dem Thema Inklusion zu verbinden, was aus theoretischer Perspektive – ausgehend von einem weiten Inklusionsbegriff (Werning, 2014) – naheliegt. Untereinander korrelieren diese beiden Items nur mit .192 und bilden keinen eigenen Faktor. Die Items wurden ohne den Begriff Gerechtigkeit reformuliert, wodurch die Skala noch stärker auf Differenzierung in heterogenen Lerngruppen abzielt.
Vorstudie 3 erprobte die überarbeitete Skala an einer größeren und sehr heterogenen Stichprobe von Lehramtsstudierenden der Universitäten Hamburg und Flensburg (N = 276). Im Ergebnis wurde ein Item auf Grund starker Deckeneffekte reformuliert (M = 4.82, SD = 1.18, auf einer sechsstufigen Ratingskala: 1 = lehne voll ab, 6 = stimme voll zu). Abschließend wurde die Anzahl der Items zu den Bereichen persönliche (5 Items) und affektive Valenz (4 Items) sowie intrinsischer Charakter (5 Items) angeglichen.
Methodisches Vorgehen Hauptstudie
Stichprobe
Die Gesamtstichprobe der Haupterhebung beinhaltet 551 Datensätze von Studierenden der Universitäten Erfurt (aus 2018) und Würzburg (aus 2019). Per Zufall wurde die Stichprobe in drei gleich große Datensätze geteilt und die annähernd gleichmäßige Verteilung von Studiengang und Studienfortschritt kontrolliert (Tabelle 1). Unter der Kategorie Lehramt Sek. 1 wurden Studierende mit den LA an Mittelschulen und an Realschulen subsummiert. Die (Teil–)Stichprobe 1 wird für die explorativen Faktorenanalysen (EFA) genutzt. Zum Zwecke der Kreuzvalidierung werden die Stichproben 2 und 3 für die konfirmatorischen Analysen (KFA) verwendet. Alle Daten wurden als Paper-Pencil-Tests in regulären Pflichtveranstaltungen erhoben, was zu einer Rücklaufquote von annähernd 100 % führte. Keiner dieser Kurse hatte einen spezifischen Fokus auf das Thema Inklusion. Die Studierenden aus allen Vorstudien wie auch der Hauptstudie wurden über die Ziele der Studie, über die vollständige Anonymisierung der Daten und über die Freiwilligkeit der Teilnahme informiert.
Instrumente
Alle Probanden erhielten ein Fragebogenset, das neben der neu entwickelten Skala SIT-IN weitere Skalen sowie einige Items zum Studienfortschritt (Fachsemester), zum Studiengang mit der jeweiligen Fächerwahl sowie zur Anzahl der bisher besuchten Seminare zum Thema Inklusion beinhaltete. Erhoben wurden kognitive (KIESEL, 12 Items; Bosse & Spörer, 2014) und affektive Komponenten (drei semantische Differentiale, in Anlehnung an Knigge & Rotter, 2015) der Einstellungen sowie Selbstwirksamkeitserwartungen (KUS-HL, 12 Items, Siegemund et al., 2020). Alle Skalen haben einen Fokus auf Unterricht und nicht z. B. auf Elternarbeit in inklusiven Klassen. Erfahrungen mit der beobachtenden Teilnahme sowie dem eigenen Unterrichten in inklusiven Klassen und in Förderschulen wurden ergänzend mit einem offenen Antwortformat erhoben. Die Studierenden wurden gebeten, jeweils die Gesamtstundenzahl anzugeben, wobei alternative Antworten wie z. B. „ein Jahr im freiwilligen Jahr“ nach einem festen Schlüssel transformiert wurden.
Analysen
Anhand der Stichprobe 1 (n = 184) soll durch EFA untersucht werden, ob die Hypothese 1, nach der eine einfaktorielle Struktur zu erwarten ist, zutrifft oder eine alternative Faktorenstruktur gefunden werden kann, die z. B. die drei Facetten des theoretischen Modells als eigenständige, latente Variablen modelliert. Die EFA wird mit Mplus 8.2 (Muthén & Muthén, 1998 – 2018) durchgeführt. Für die EFA kommt ein Maximum-Likelihood-Schätzer zum Einsatz. Unter der Annahme korrelierter Faktoren (im Falle von mehr als einem) wird Promax als Rotationsmethode verwendet. Mit Hilfe des Kaiser-Kriteriums, eines Scree-Tests und einer Parallelanalyse wird die Frage nach der Anzahl der zu extrahierenden Faktoren angegangen (Bühner, 2011). Die Parallelanalyse wird berechnet mit dem Programm Monte Carlo PCA for Parallel Analysis Version 2.3 (Watkins, 2000, 2006).
Die konfirmatorische Überprüfung der neuen Faktorenstruktur erfolgt anhand der Stichproben 2 (n = 183) und 3 (n = 184). Für alle Items wurden die Stichproben 2 und 3 zusätzlich auf Normalverteilung getestet. Der Kolmogorov-Smirnov-Test ist für alle Items signifikant (p < .001), d. h. die Daten sind nicht normalverteilt und als Konsequenz wird der robustere MLR-Schätzer verwendet (Kline, 2016). Obgleich weniger als 1 % an fehlenden Werten insgesamt vorliegen, weist die Prüfung der MCAR-Bedingung nach Little MCAR-abhängige Verfahren zur Behandlung fehlender Werte als unzulässig aus (Baltes-Götz, 2013) und das Full Information Maximum Likelihood-Verfahren findet Verwendung. Im Rahmen der KFA an Stichprobe 2 sollen im Wechselspiel von inhaltlicher Interpretation und Berücksichtigung der Modifikationsindizes Optionen zur Optimierung der Anpassungsgüte eruiert werden. Bei diesem Vorgehen empfiehlt sich die erneute konfirmatorische Prüfung an einer unabhängigen Stichprobe (Bühner, 2011), die an Stichprobe 3 erfolgt.
Die Messinvarianz für die Teilgruppen aus unterschiedlichen Lehramtsstudiengängen wird in einem Step-Up-Ansatz mit zunehmenden Restriktionen geprüft (Kleinke, Schlüter & Christ, 2017). Zur Abschätzung der diskriminanten Validität werden Rangkorrelationsanalysen nach Spearman für die Gesamtskalen Studieninteresse, affektive und kognitive Komponenten der Einstellungen und Selbstwirksamkeitserwartung sowie der Erfahrungen in inklusiven Schulen und in Förderschulen angefordert.
Zur Beurteilung der Modellgüte werden die χ2-Statistik sowie zwei inkrementelle und zwei absolute Indizes berichtet, welche zusammengenommen eine sehr gute Beurteilung einer KFA ermöglichen (Kline, 2016; Schermelleh-Engel, Moosbrugger & Müller, 2003). Als inkrementelle Indizes werden der Comparative Fit Index (CFI) sowie der Tucker-Lewis Index (TLI) genutzt. Hinzukommen die zwei globalen Indizes Root Mean Square of Approximation (RMSEA) und das Standardized Root Mean Square Residual (SRMR).
Ergebnisse Kreuzvalidierung mit EFA und KFA
Mit einem KMO-Wert von .923 kann den Items zunächst eine hohe Zusammengehörigkeit attestiert werden (Kaiser & Rice, 1974). Dies bestätigt sich auch über den signifikanten Bartlett-Test auf Sphärizität (p < .001), sodass wichtige Voraussetzungen für eine EFA gegeben sind. Abbildung 1 veranschaulicht die Ergebnisse der EFA. Die Linie mit den Quadraten als Markierung ist der Scree-Plot der empirischen Daten. Ein Knick zeigt sich beim vierten Faktor, welcher auf drei Faktoren im Einklang mit den drei Konstruktionsfacetten verweist. Das empirisch ermittelte Ladungsmuster für drei Faktoren deckt sich allerdings nicht mit den theoretischen Facetten (siehe elektronisches Supplement 1). Diese Lösung ist auch auf der Grundlage des Paralleltests und des Kaiser-Kriteriums bei einem Eigenwert von 0.964 für den dritten Faktor abzulehnen. Ein weiterer Knick zeigt sich beim zweiten Faktor, welcher auf eine einfaktorielle Lösung hindeutet. Dieser zweite Faktor übersteigt knapp das Niveau der Zufallsdaten, somit wäre nach Maßgabe des Paralleltests auch eine zweifaktorielle Lösung möglich. Diese Lösung beinhaltet allerding hohe Doppelladungen und auf Grundlage der angenommenen Facetten ist keine interpretierbare Zuordnung erkennbar, sodass die angenommene Einfachstruktur empirisch Bestätigung findet (siehe elektronisches Supplement 1).
Die Itemkennwerte weisen für die Items 2A und 14P eine Trennschärfe kleiner .4 und niedrige Faktorladungen auf (Tabelle 2) und werden unter Vorbehalt in der KFA mit einbezogen. Der Mittelwert der 14 Items beträgt M = 3.87 (SD = 0.94) und der Median liegt bei 3.83, bei einem theoretischen Mittelwert von M = 3.50 auf der verwendeten sechsstufigen Ratingskala.
Die KFA mit allen 14 Items erreicht keine akzeptable Modellpassung für eine einfaktorielle Faktorenstruktur (Tabelle 3). In den Modifikationsindizes weisen erwartungsgemäß die Items 2A und 14P die höchsten E.P.C.-Werte (Expected Parameter Change) auf, ebenso liegen hier die höchsten Residualvarianzen vor. Eine mögliche Interpretation könnte darin liegen, dass Item 14P als einziges einen „theoretischen“ Zugang zur Inklusion anspricht. Item 2A fällt hingegen durch eine umgangssprachliche Formulierung und Deckeneffekte auf.
Für die auf 12 Items verkürzte Skala liegen die inkrementellen Indizes nach großzügigeren Grenzwerten, wie sie z. B. von Hu und Bentler (1999) mit einem Cut-off-Wert für den CFI und den TLI von .95 propagiert werden, auf der Grenze zu einem guten Fit (CFI = .950; TLI = .938). Nach den etablierten strengeren Grenzwerten (akzeptabler Fit: CFI / TLI > .95; guter Fit: > .97) ist die Passung als kritisch zu bewerten (Kline, 2016; Schermelleh-Engel et al., 2003). Die Overall-Fit-Indices RMSEA und SRMR liegen an der Grenze zu einem guten Fit (d. h. RMSEA / SRMR < .05). Auf Grundlagen der E.P.C.-Werte wurden in zwei weiteren Schritten die Items 5I und 9P ausgeschlossen, die – so eine mögliche Interpretation – besonders verhaltensnah sind, entsprechend mehrdimensional und von konkreten Gelegenheiten und Bedingungen beeinflusst. Für die Stichprobe 2 zeigen sich in der Folge deutliche Verbesserungen aller Indizes u. a. liegt der CFI nun an der Grenze zu einer guten Modellpassung (CFI: .950 ➝ .971). Die erneute Kreuzvalidierung zeigt, dass diese Modifikation nicht allein eine Anpassung an die Stichprobe 2 darstellt, sondern auch in der unabhängigen Stichprobe 3 deutliche Verbesserungen der Modellpassung nach sich zieht, so verbessert sich z. B. der CFI von .928 zu .958 auf das Niveau einer akzeptablen Modellpassung.
Prüfung der Messinvarianzen für unterschiedliche Lehramtsstudiengänge
Die separate Schätzung der Parameter im Basismodell (Gesamtstichprobe) verschlechtert die Passung in den inkrementellen Indizes (CFI = .941, TLI = .924), während die Over-All-Indices (RMSEA = .080, SRMR = .049) weiterhin einen akzeptablen bis guten Fit aufweisen (Tabelle 4). Die Gleichheitsrestriktionen auf den Faktorladungen im Fall der metrischen Invarianz verschlechtern die Modellpassung nicht. Ein Unterschied wird dennoch durch einen signifikanten skalierten χ2-Test bestätigt (p = .021). Da allerdings bis auf den SRMR (.049 ➝ .086) nahezu identische Werte berechnet wurden, liegt es nahe, hier die rule of thumb nach Chen (2007) heranzuziehen, da offensichtlich – durch die Größe der Stichprobe bedingt – kleinste Differenzen bereits signifikant werden. Als Grenzwert gilt ein Absinken des CFI um .01 und eine Erhöhung des RMSEA um .015. Die Maßeinheit der Skala ist damit in den vier Gruppen gleich. Die Gleichsetzung der Intercepts und die Freisetzung der Mittelwerte der latenten Variablen zur Überprüfung der skalaren Invarianz führen zu einer kritischen Verschlechterung des CFI (ΔCFI = .26) und einer akzeptablen Differenz im RMSEA (ΔRMSEA < 0.15). Mittelwertvergleiche zwischen den Gruppen aus unterschiedlichen Lehramtsstudiengängen sind unter diesem Vorbehalt zu interpretieren.
Überprüfung der Sensitivität für Gruppenunterschiede
Ein Kruskal-Wallis-Test bestätigt ein unterschiedliches Interesse der befragten Gruppen (χ2(3) = 70.30, p < .001). Anschließend durchgeführte Post-hoc-Tests (Dunn-Bonferroni-Tests) zeigen, dass hierfür allein das hohe Interesse der Studierenden der Sonderpädagogik verantwortlich ist (zSopäd-Gym = 6.13, zSopäd-Grund = 6.63, zSopäd-Sek1 = 5.45, p < .001). Die Effektstärken nach Cohen (1992) liegen hierbei in einem mittleren Bereich (rSopäd-Gym = 0.34, rSopäd-Grund = 0.34, rSopäd-Sek1 = 0.33) (Tabelle 5).
Korrelationen mit verwandten Konstrukten und praktischen Erfahrungen
Das Studieninteresse korreliert erwartungskonform (Hypothese 4) hoch signifikant mit den beiden Einstellungskomponenten (Tabelle 6). Die Korrelationen zu den Einstellungskomponenten (rEaffektiv = .45 und rEkognitiv = .48) liegen dabei unterhalb der Korrelationen der Einstellungen mit der Selbstwirksamkeit. Durch den gemeinsamen Bezug auf schulische Inklusion unter besonderer Berücksichtigung von Differenzierung in heterogenen Lerngruppen und einem ähnlichen Konstrukt mit affektiven und kognitiven Komponenten lag insbesondere der Erwartungswert für die Korrelationen zu den Einstellungen hoch. Entsprechend sind die berechneten Beträge als mittlere Korrelationen zu interpretieren (Cohen & Manion, 1980), womit die diskriminante Validität zu den Einstellungen gegeben ist. Wie im theoretischen Teil ausgeführt, könnten Studierende bei einem hohen Interesse eine negative Einstellung aufweisen. Tatsächlich finden sich aber nur 9 Studierende, die im Studieninteresse im obersten Quartil liegen (> 4.67) und in der affektiven Komponente der Einstellungen im untersten Quartil (< 3.86), bzw. nur 11 Studierende mit hohem Interesse, die in der kognitiven Komponente im untersten Quartil (< 3.75) liegen. Die denkbare Verknüpfung von negativer Einstellung bei hohem Studieninteresse zeigt sich – im Einklang mit der mittelhohen Korrelation – faktisch sehr selten. Auffällig ist, dass alle Studierende mit hohem Interesse und sehr niedriger Einstellung (kognitiv) das Lehramt Sonderpädagogik studieren.
Relativ geringe Korrelationen zeigen sich zu den Erfahrungen an Förderschulen, wobei etwa die Hälfte der Studierenden (54 %) der Gesamtstichprobe überhaupt keine Erfahrungen haben. Von den Studierenden mit Erfahrungen an Förderschulen stellen 78 % die Studierenden der Sonderpädagogik. Ebenso haben 64 % noch keinerlei Erfahrungen an inklusiven Schulen.
Diskussion
Das Ziel des vorliegenden Beitrags war die Entwicklung und Validierung eines Instruments zur Messung des Studieninteresses zum Thema schulische Inklusion. Im Ergebnis ermöglicht die entwickelte Skala eine ökonomische Erfassung dieses Interesses. Die angenommene einfaktorielle Struktur (Hypothese 1) konnte empirisch mit einem akzeptablen Modellfit unterstützt werden. Hypothese 2 mit der Erwartung an ein hohes Niveau der Messinvarianz kann nur eingeschränkt bestätigt werden. Sowohl Merkmale der vier unterschiedenen Gruppen wie auch die unterschiedlichen Gruppengrößen könnten hier Einfluss genommen haben. Die unter dieser Einschränkung dennoch vorgenommenen Gruppenvergleiche zeigen erwartungskonform das höhere Interesse der Studierenden der Sonderpädagogik auf. Entgegen den Studien von Hellmich et al. (2016) liegt das Niveau insgesamt nur leicht über dem theoretischen Mittelwert (M. = 3.97, SD = 1.01, Mtheo. = 3.5) und ist deutlich niedriger als die Einstellungen und die Selbstwirksamkeit (Hypothese 3). Die erwartungskonformen mittleren Korrelationen zu den Einstellungskomponenten und zur Selbstwirksamkeit (Hypothese 4) bieten Hinweise auf eine vorliegende diskriminante Validität und auf den zusätzlichen Informationsgewinn der Skala.
Retrospektiv fällt für die verschiedenen Fitting-Prozeduren auf, dass die eliminierten Items 5I und 9P deutlicher als andere konkrete Verhaltensweisen beschreiben (z. B. Item 9P: „Bei der Wahl von Lehrveranstaltungen berücksichtige ich besonders Seminare zum Thema Heterogenität und Inklusion“). Diese bilden aber keinen zweiten verhaltensbezogenen Interessenfaktor. Im vierstufigen Modell der Interessenentwicklung von Hidi und Renninger (2006), dessen Gültigkeit für Studierende in universitären Lernsettings u. a. von Harackiewicz, Durik, Barron, Linnenbrink-Garcia und Tauer (2008) bestätigt wird, sind Studierende mit sich anbahnenden Interessen (Stufe 1) erheblich auf externe Anforderungen und Angebote zur Auseinandersetzung mit einer Thematik angewiesen, die zu einem wiederholten situativen Interesse (Stufe 2) während der Seminarteilnahme führen können. Unter der Kontrolle des Studienfortschritts (Beschränkung auf den ersten Studienabschnitt) haben Studierende des LA Grundschule und LA Sonderpädagogik der Gesamtstichprobe dieser Studie bereits doppelt so viele Seminare zur Inklusion besucht wie Studierende mit dem LA Gymnasium (MLA_Grund = 2.59, SD = 0.99; MLA_Sek1 = 1.78, SD = 0.85; MLA_Sopäd = 2.63, SD = 1.99; MLA_Gym = 1.34, SD = 0.72). Daran anschließend kann sich ein erstes individuelles Interesse (Stufe 3) anbahnen und erste bewusste Entscheidungen, z. B. für Seminare zum Thema Inklusion, wie sie im Item 9P zum Ausdruck kommen, tauchen auf. Die realen Wahlmöglichkeiten fallen vermutlich insbesondere für Studierende des LA Sonderpädagogik und Gymnasium unterschiedlich aus, sodass solche Items nicht den gleichen Schwierigkeitsgrad aufweisen. Auf der höchsten Stufe 4, dem voll entwickelten individuellen Interesse, wird dieses zu einem Ausdruck der eigenen Persönlichkeit und persönlicher Werte. Diese hohe persönliche Relevanz, mit einem starken intrinsisch motivierten Handlungsbezug, drückt das ebenfalls eliminierte Item 5I „Ich lese auch in meiner Freizeit Literatur zur Inklusion“ aus, das theoriekonform den niedrigsten Mittelwert (M = 2.45, SD = 1.42) aufweist. Im Fragebogen zum Studieninteresse (Schiefele et al., 1993), an dem sich die vorliegende Fragebogenentwicklung orientiert hat, wurden insgesamt 27 Items getestet und davon 9 auf Grund der Fit-Statistiken ausgeschlossen, darunter auch das Item 23 „In meiner Freizeit beschäftige ich mich ungern mit Problemen meines Studienfachs“, das als einziges aus der intrinsischen Facette explizit Verhaltensweisen in der Freizeit adressiert. Diese Ergebnisse sprechen dafür, auf Freizeit bezogene Aktivitäten zum Lerngegenstand nicht als Facette des Konstrukts Studieninteresse am Thema schulische Inklusion zu interpretieren. Aus einer kompetenztheoretischen Perspektive der Professionalisierung erscheint diese Verengung des Konstrukts Studieninteresse als unproblematisch. Kompetenztheoretisch interessiert eher, wie das situationale Interesse an universitären Lerngelegenheiten und die Studienleistung sich gegenseitig bedingen, welche Merkmale universitärer Lerngelegenheiten diese beiden Dispositionen positiv beeinflussen können und wie sich diese über den Studienverlauf entwickeln bzw. stabilisieren (Harackiewicz et al., 2008).
Wie bereits benannt, fokussiert die aktuelle Forschung zur Professionalisierung von Lehrkräften für inklusive Settings häufig auf die Einstellungen von Studierenden und Lehrkräften, obgleich die tatsächliche Wirkung positiver Einstellungen auf die Performanz von Lehrkräften bislang kaum belegt ist (Gasterstädt & Urban, 2016). Unabhängig aller Kontroversen um den Begriff der Inklusion, der richtigen Einstellung zu diesem Thema und deren Wirkung auf das Unterrichtshandeln ist es zu begrüßen, wenn Studierende sich dem Thema zuwenden, d. h. Interesse zeigen. Einen Indikator hierfür liefert die neu entwickelte Skala SIT-IN.
Limitationen und Ausblick
Für die Analyse der Wirkung von Seminaren auf das Studieninteresse zur Inklusion in zukünftigen z. B. experimentellen Studien liegt nun ein ökonomisches und validiertes Instrument vor; die Konfundierung mit anderen universitären Lerngelegenheiten ist allerdings dringend zu berücksichtigen. So geben 21 % der Studierenden an, im jeweiligen Semester der Erhebung zwei Veranstaltungen zu besuchen, in denen das Thema Inklusion „in mehreren Sitzungen behandelt wurde bzw. werden soll“. Drei Seminare wurden in diesem Sinne von 9 % der Studierenden belegt und 7 % besuchten sogar vier und mehr Seminare zur Thematik. Auch für weiterführende Studien zur Überprüfung der Änderungssensitivität wie auch zur Retestreliabilität ist diese Konfundierung zwingend zu berücksichtigen.
Die größte Beschränkung der vorliegenden Studie ergibt sich daraus, dass nur 18 % der Stichprobe höheren Fachsemestern (≥ 7) entstammen. Wünschenswert wäre eine Prüfung der Messinvarianzen für Gruppen mit unterschiedlichem Studienfortschritt, um die Möglichkeiten des Einsatzes des Instruments in Längsschnitterhebungen zu legitimieren. Auch eine differenziertere Analyse der Zusammenhänge zu den Erfahrungen der Studierenden mit separativen und inklusiven Settings würde die Ausweitung der Stichprobe auf fortgeschrittene Fachsemester mit mehr Erfahrung notwendig machen.
Eine weitere Einschränkung betrifft die fehlende Prüfung der konvergenten Validität auf Grund fehlender Instrumente in diesem sehr spezifischen Interessenbereich. Denkbare Optionen zeigen z. B. Harackiewicz et al. (2008) auf, die in ihren Längsschnittuntersuchungen die Anzahl von zusätzlichen Seminaren zur untersuchten Thematik im Wahlbereich erfassen und als Indikator für ein starkes individuelles Interesse werten. Im Gegensatz hierzu nutzen Feistauer und Richter (2018) Seminarevaluationen, die entsprechend Auskunft geben können über das Ausmaß des situationalen Interesses am Seminarinhalt. Für ergänzende Prüfungen der diskriminanten Validität bietet sich der hier zu Grunde gelegte FSI (Schiefele et al., 1993) an, der die gleichen Konstruktfacetten von Studieninteresse erfasst, ohne im Speziellen auf das Thema Inklusion zu fokussieren.
Mit dem Fragebogen SIT-IN liegt erstmals ein Instrument vor, um die vernachlässigte Forschung zum Thema Studieninteresse am Thema schulische Inklusion voranzutreiben. Unter dem Vorbehalt der beschriebenen Limitationen bietet der SIT-IN sich ebenso zur Seminarevaluation wie auch zur Qualitätssicherung von Studiengängen an. Die Kombination mit anderen konvergenten Indikatoren dieses Interesses stellt eine interessante Option für sich anschließende Forschungsaktivitäten dar.
Elektronische Supplemente (ESM)
Die elektronischen Supplemente sind mit der Online-Version dieses Artikels verfügbar unter https://doi.org/10.1026/0012-1924/a000285
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