Psychologie in Erziehung und Unterricht
3
0342-183X
Ernst Reinhardt Verlag, GmbH & Co. KG München
101
2007
544
Fragebogen zur habituellen Lesemotivation
101
2007
Jens Möller
Eva-Marie Bonerad
Im vorliegenden Beitrag wird mit dem Fragebogen zur habituellen Lesemotivation (FHLM) ein Verfahren vorgestellt, mit dem vier Aspekte der Lesemotivation erfasst werden können. In Studie 1 (N = 392) wird die faktorielle Struktur des FHLM ermittelt. Neben einer tätigkeitsbezogenen Komponente („Leselust“) und einer gegenstandsbezogenen Facette der Lesemotivation („Lesen aus Interesse“) werden das soziale Vergleichsmotiv („Wettbewerb“) und das lesebezogene Selbstkonzept erfasst. In Studie 2 (N = 1455) konnte die faktorielle Struktur mit konfirmatorischen Faktorenanalysen bestätigt werden. Zudem wurden die Reliabilität (interne Konsistenz), die Validität (faktorielle, konvergente und diskriminante Validität) und Gruppenunterschiede (Geschlecht, Schularten) der Skalen des FHLM untersucht. Nach den Gütekriterien kann der FHLM als geeignetes Instrument betrachtet werden, insbesondere zur ökonomischen Erfassung der Lesemotivation in Large-Scale-Studien.
3_054_2007_004_0259
Die Leseforschung befasst sich vornehmlich mit dem Fähigkeitsaspekt des Lesens, ob dieser nun Leseverständnis, reading literacy oder Lesekompetenz genannt wird. Wie Watkins und Young Coffey (2004) betonen, bedarf es allerdings zweierlei Voraussetzungen, damit Kinder und Jugendliche zu guten Lesern werden: „They must possess both the skill and the will to read“ (S.110). Bei der Erfassung der habituellen oder gewohnheitsmäßigen Lesemotivation (im Unterschied zur aktuellen situationsspezifischen Leseabsicht, s. Pekrun, 1988) sollten nach dem Erwartungs-Wert-Modell der Lesemotivation (Möller & Schiefele, 2004) sowohl die Erwartungskomponente („Bin ich ein guter Leser? “) als auch die Wertkomponente („Lese ich gern? “) berücksichtigt werden. Der zentrale Aspekt der Erwartungskomponente wird durch das lesebezogene Selbstkonzept gebildet. Die eigene Fähigkeitseinschätzung hat nach übereinstimmenden Ergebnissen vieler Untersuchungen einen prädiktiven Wert sowohl für die Wertkomponente des Lesens als auch für die Lesekompetenz selbst (etwa in der PISA-Studie Habitual Reading Motivation Questionnaire Summary: A reading motivation questionnaire is developed which contains items that are posited to tap four dimensions of reading motivation. The structural validity of the questionnaire was investigated with two samples: In Study 1, exploratory factor analysis with data from N = 392 fourth and fifth graders found four factors, reading enjoyment, reading for interest, competition, and selfconcept. With confirmatory factor analyses, the four-factor solution did adequately fit the data in Study 2 (N = 1455 fifth graders). Further analyses showed adequate test criteria such as internal consistency, and convergent resp. discriminant validity. Gender and school type differences are reported also. The authors suggest that the scales be used as an economic way of measuring reading motivation, in particular within large scale assessments. Keywords: Reading motivation, reading literacy Zusammenfassung: Im vorliegenden Beitrag wird mit dem Fragebogen zur habituellen Lesemotivation (FHLM) ein Verfahren vorgestellt, mit dem vier Aspekte der Lesemotivation erfasst werden können. In Studie 1 (N = 392) wird die faktorielle Struktur des FHLM ermittelt. Neben einer tätigkeitsbezogenen Komponente („Leselust“) und einer gegenstandsbezogenen Facette der Lesemotivation („Lesen aus Interesse“) werden das soziale Vergleichsmotiv („Wettbewerb“) und das lesebezogene Selbstkonzept erfasst. In Studie 2 (N = 1455) konnte die faktorielle Struktur mit konfirmatorischen Faktorenanalysen bestätigt werden. Zudem wurden die Reliabilität (interne Konsistenz), die Validität (faktorielle, konvergente und diskriminante Validität) und Gruppenunterschiede (Geschlecht, Schularten) der Skalen des FHLM untersucht. Nach den Gütekriterien kann der FHLM als geeignetes Instrument betrachtet werden, insbesondere zur ökonomischen Erfassung der Lesemotivation in Large-Scale-Studien. Schlüsselbegriffe: Lesemotivation, Leseleistung Empirische Arbeit Fragebogen zur habituellen Lesemotivation Jens Möller, Eva-Marie Bonerad Institut für Psychologie, Universität Kiel Psychologie in Erziehung und Unterricht, 2007, 54, 259 - 267 © Ernst Reinhardt Verlag München Basel 260 Jens Möller, Eva-Marie Bonerad s. Artelt, Schiefele, Schneider & Stanat, 2002 oder in Chapman & Tunmer, 1995; 1997, Wigfield & Guthrie, 1997). Die Wertkomponente wird meist in intrinsische und extrinsische Aspekte unterteilt. Intrinsische Motivation wird definiert als Bereitschaft, eine Aktivität durchzuführen, weil die Aktivität für sich selbst befriedigend bzw. belohnend ist (Deci & Ryan, 1985; Pintrich & Schunk, 2002). Die intrinsische Lesemotivation wird aus zwei Quellen gespeist: Lesen hat tätigkeitsspezifische Anreize zu bieten, d. h. die Tätigkeit des Lesens kann an sich - unabhängig vom Thema - positiv erlebt werden (Rheinberg, 1989). Zum anderen kann man intrinsisch motiviert sein, weil man das Lesen generell als geeignete Möglichkeit sieht, sich Informationen über interessante Themen zu beschaffen, seine Neugier zu stillen etc. Dieser gegenstandsspezifische Anreiz umfasst eine positive Bewertung der Informationsbeschaffung durch das Lesen und kommt dem Konzept des Interesses (Schiefele, 1991, 1996) nahe. Im Falle des Lesens aus Interesse ist die Beschäftigung mit einem Thema mit positiven Gefühlen und hoher persönlicher Wichtigkeit assoziiert. Habituell intrinsisch lesemotivierte Personen zeichnen sich also dadurch aus, dass sie mit der Tätigkeit des Lesens an sich positive Anreize verbinden und/ oder wegen ihrer vielen und starken Interessen häufig gerne lesen. Der tätigkeitsspezifische Faktor soll hier als „Leselust“ bezeichnet werden, der gegenstandsspezifische Faktor als „Lesen aus Interesse“. Neben diesen Faktoren gibt es weitere Aspekte der Wertkomponente des Lesens. Extrinsisch motiviert wäre das Lesen etwa, wenn es instrumentell eingesetzt wird, beispielsweise um in der Schule besser zu sein als andere. Das international gebräuchlichste Verfahren zur Messung der habituellen Lesemotivation, der Motivation for Reading Questionnaire (MRQ, Guthrie & Anderson, 1999) basiert ebenfalls auf der Unterscheidung zwischen intrinsischer und extrinsischer Motivation und Aspekten der eigenen Kompetenzeinschätzung. Unter den Skalen finden sich die gegenstandsbezogene Motivation als „curiosity“, die Einschätzung der eigenen Lesekompetenz als „efficacy“ und die extrinsische Motivation als „competition“. Die restlichen Faktoren thematisieren etwa das (extrinsische) Lesen, um gute Noten zu bekommen („reading for grades“), oder das (intrinsische) Lesen anspruchsvoller Texte („preference for challenge“). Der tätigkeitsbezogene Aspekt der intrinsischen Motivation wird nicht direkt erfasst. In empirischen Analysen zur faktoriellen Struktur des MRQ zeigt sich das Konstrukt der Lesemotivation zwar als mehrdimensional, die Anzahl der extrahierten Faktoren schwankt allerdings erheblich. In einer neueren Validierungsstudie kommen Watkins und Coffey (2004) nach sehr widersprüchlichen Befunden in zwei Stichproben zu dem Schluss, dass die Faktorenstruktur nicht replizierbar ist und der MRQ überarbeitet werden sollte. Auch national liegt derzeit kein Fragebogen vor, der die habituelle Lesemotivation erfasst. Ein solches Verfahren könnte aber beispielsweise für die Empirische Bildungsforschung von großem Nutzen sein, wenn die individuellen Determinanten der Schulleistung erfasst werden sollen. Die Entwicklung des vorliegenden deutschsprachigen Verfahrens beinhaltet neben den Skalen „Selbstkonzept“, „Lesen aus Interesse“ und „Wettbewerb“ auch tätigkeitsbezogene Anreize (Skala „Leselust“), die im MRQ weitgehend fehlen. Die beiden Studien dienen der Prüfung der faktoriellen Struktur eines Fragebogens zur habituellen Lesemotivation (FHLM) und sollen erste Aussagen über die konvergente und diskriminante Validität der vier Skalen erlauben. Zudem werden Unterschiede zwischen Jungen und Mädchen und zwischen Schülern verschiedener Schularten berichtet. Studie 1 Methode Itementwicklung Die insgesamt verwendeten 21 Items (s. Tabelle 1) sind sinngemäße Übersetzungen von Items des MRQ (Skalen „Leselust“ und „Wettbewerb“) oder eigene Lesemotivation 261 Entwicklungen. Die Items zum lesebezogenen Selbstkonzept und zwei der vorgelegten Fragen zum tätigkeitsspezifischen Anreiz stammen aus der Arbeitsgruppe um Schiefele (s. Streblow, Holodynski & Schiefele, in diesem Heft). Wie bei Watkins und Coffey (2004) wurde ein vierstufiges Antwortformat (1 = stimmt gar nicht; 2 = stimmt eher nicht; 3 = stimmt eher; 4 = stimmt genau) gewählt. Studie 1 Studie 2 M SD Ladung a M SD Ladung b Leselust Lesen gehört nicht gerade zu meinen Lieblingsbeschäftigungen. (u) 2.90 1.13 .72 2.93 1.15 .68 Wenn ich genügend Zeit hätte, würde ich noch mehr lesen. 2.76 1.08 .78 2.93 1.10 .69 Es macht mir Spaß, Bücher zu lesen. 3.21 .95 .78 3.33 .90 .89 Ich finde Lesen interessant. 3.19 .94 .81 3.27 .91 .84 Ich lese gerne zu Hause. 3.28 .94 .81 3.40 .88 .78 Lesen aus Interesse Wenn der Lehrer im Unterricht etwas Interessantes bespricht, kann es gut sein, dass ich mehr darüber lese. 2.88 .98 .69 3.06 .93 .44 Ich lese, um Neues über Themen zu erfahren, die mich interessieren. 3.04 .98 .71 3.20 .91 .53 Ich lese gerne etwas über neue Dinge. 3.09 .93 .53 3.23 .89 .50 Es ist mir sehr wichtig, gut lesen zu können. 3.49 .72 .41 3.46 .80 .59 Ich bin überzeugt, dass ich beim Lesen eine Menge lernen kann. 3.47 .73 .61 3.54 .72 .68 Lesen ist wichtig, um Dinge richtig zu verstehen. 3.56 .66 .58 3.60 .69 .65 Wettbewerb Wenn wir im Unterricht lesen, versuche ich, besser zu sein als die anderen. 2.64 1.08 .83 2.75 1.09 .82 Ich bin gerne vor den anderen fertig, wenn wir einen Text im Unterricht lesen. 2.71 1.09 .74 2.85 1.07 .64 Ich strenge mich an, um besser zu lesen als die anderen. 2.70 1.06 .81 2.88 1.06 .77 Ich bin gern der Beste im Lesen. 2.32 1.10 .82 2.64 1.06 .73 Selbstkonzept Ich habe manchmal Schwierigkeiten, einen Text wirklich gut zu verstehen. (u) 3.02 .88 .82 3.06 .90 .76 Ich kenne oft nicht alle Wörter, wenn ich einen Text lese. (u) 2.95 .92 .69 2.93 .95 .58 Ich kann Texte sehr gut und schnell verstehen. 3.04 .84 .67 3.13 .85 .60 Ich muss vieles erst mehrmals lesen, bevor ich es richtig verstanden habe. (u) 3.11 .98 .79 3.12 .96 .44 Tabelle 1: Items mit Mittelwerten, Standardabweichungen und Faktorladungen Anmerkungen: a Faktorladungen in der Hauptkomponentenanalyse; b Faktorladungen in der konfirmatorischen Faktorenanalyse; (u) = umkodiert 262 Jens Möller, Eva-Marie Bonerad Stichprobe An Studie 1 nahmen N = 392 Schülerinnen und Schüler (52.5 % weiblich) am Ende des vierten bzw. fünften Schuljahres mit dem durchschnittlichen Alter von 11.38 Jahren (SD = .89) aus verschiedenen Schulen (Grundschulen und weiterführenden Schularten) teil. Die Datenerhebung fand während der normalen Unterrichtszeit im Klassenverband statt. Ergebnisse Zunächst wurde eine Hauptkomponentenanalyse durchgeführt. Die visuelle Analyse des Scree-Plots legte die erwartete vierfaktorielle Lösung nahe (Eigenwerteverlauf der ersten vier Faktoren: 5.58, 2.97, 1.85, 1.34). Die ersten vier Faktoren klären gemeinsam 55.90 % der Varianz auf. Nach einer Varimax-Rotation luden sechs der sieben Items zum tätigkeitsspezifischen Anreiz auf einem gemeinsamen Faktor („Leselust“, Faktorladungen zwischen .72 und .81); sechs Items zum gegenstandsspezifischen Anreiz luden auf dem zweiten Faktor („Lesen aus Interesse“; Ladungen zwischen .41 und .71), vier Items zum sozialen Vergleich auf dem dritten Faktor („Wettbewerb“, Faktorladungen zwischen .74 und .83) sowie vier Items auf einem vierten Faktor („Selbstkonzept Lesen“) mit Ladungen zwischen .67 und .82. Es gab keine Nebenladungen >.40 auf anderen Faktoren (s. Tabelle 1). Zwei Items zum tätigkeitsbezogenen Anreiz („Ich lese nur, wenn ich muss“; „In der Schule lese ich so wenig wie möglich“) wiesen keine bedeutsamen Ladungen auf bzw. reduzierten die Reliabilität erheblich und wurden aus den Analysen ausgeschlossen. Die gebildeten Skalen besaßen eine hinreichende interne Konsistenz (Selbstkonzept Lesen: Cronbachs α = .76, Leselust: α = .88, Lesen aus Interesse: α = .70; Wettbewerb: α = .83). Tabelle 2 zeigt die Mittelwerte und Standardabweichungen der Skalen für die Gesamtstichprobe sowie die Interkorrelationen zwischen den Skalen; Tabelle 3 die Mittelwerte und Standardabweichungen getrennt für Jungen und Mädchen. Wie sich erkennen lässt, liegen die Werte aller Skalen außer der Skala „Wettbewerb“ über dem theoretischen Skalenmittelwert von 2.50, wobei der höchste Wert bei der Skala „Lesen aus Interesse“ zu finden war. Die Skaleninterkorrelationen zeigen relativ enge Zusammenhänge zwischen Leselust einerseits und Lesen aus Interesse sowie dem lesebezogenen Selbstkonzept andererseits. Die Schüler sehen Zusam- M (SD) N Lesen Wettbewerb Selbstkonzept aus Interesse Leselust 3.07 (.83) 387 .50*** .11* .37*** Lesen aus Interesse 3.25 (.53) 376 .20** .15** Wettbewerb 2.80 (.62) 380 -.08 Selbstkonzept 3.03 (.69) 386 Tabelle 2: Mittelwerte (SD) und Interkorrelationen der Skalen *** p < .001; ** p < .01; * p < .05 Leselust Lesen Wettbewerb Selbstkonzept aus Interesse Jungen 2.93 (.83) 3.29 (.51) 2.63 (.88) 3.13 (.62)** Mädchen 3.24*** (.80) 3.23 (.54) 2.55 (.88) 2.94 (.75) Tabelle 3: Geschlechtsunterschiede * bezeichnen signifikant höhere Werte (** p < .01 bzw. *** p < .001) Lesemotivation 263 menhänge zwischen den Maßen insbesondere der intrinsischen Lesemotivation, können aber hinreichend deutlich zwischen den verschiedenen Aspekten der Lesemotivation unterscheiden. Die Skala „Wettbewerb“ ist am niedrigsten mit den anderen Skalen korreliert, der engste Zusammenhang besteht zwischen „Lesen aus Interesse“ und „Leselust“. Signifikante Geschlechterunterschiede sind bei den Skalen „Leselust“ (t(380) = 3.71, p < .001; d = .32) und „Selbstkonzept“ (t(379) = 2.75, p < .01; d = .27) zu finden: Mädchen bewerten das Lesen positiver; während Jungen sich höhere Fähigkeiten zuschreiben (s. Tabelle 3). Insgesamt gibt Studie 1 Hinweise auf eine gute psychometrische Qualität der vier bis sechs Items langen Skalen zur Erfassung der habituellen Lesemotivation. Studie 2 Studie 2 dient der Validierung der faktoriellen Struktur des FHLM. Dazu werden die entsprechenden Items einer weiteren Stichprobe vorgelegt. Zudem werden konstruktnähere und -fernere Maße erhoben, um Hinweise auf die Validität der Skalen zu erhalten. Methode Stichprobe Studie 2 ist Teil einer von der Deutschen Forschungsgemeinschaft geförderten Längsschnittstudie zum Thema Lesen in der Sekundarstufe. Der hier berücksichtigte erste Messzeitpunkt der Studie lag im Spätsommer 2004, kurz nachdem die Schüler die Grundschule verlassen hatten und auf den weiterführenden Schularten Hauptschule, Realschule, Gesamtschule und Gymnasium begonnen hatten. Es handelt sich um ein für Schleswig-Holstein repräsentatives Sample, das auf der Basis eines zweistufigen stratifizierten Cluster-Designs gewonnen wurde. Im ersten Schritt wurde ein Sample an Schulen gezogen, im zweiten Schritt wurden innerhalb der ausgewählten Schulen komplette Schulklassen der fünften Jahrgangsstufe zufällig gezogen. Die Stichprobe des ersten Messzeitpunktes besteht aus den k = 60 Klassen mit N = 1.455 Schülern. Das Durchschnittsalter beträgt M = 10.7 Jahre (SD = .73). 92,7 % der Schüler bearbeiteten die Leistungstests und Fragebogenverfahren. Instrumente Im vorliegenden Zusammenhang werden zwecks Validierung neben den Daten aus dem FHLM die Ergebnisse eines ausführlichen Leseverständnistests, eines Verfahrens zur Erfassung der Dekodiergeschwindigkeit sowie einer Frage zu den Leseaktivitäten berichtet. Zudem werden zu den Schulfächern Deutsch, Mathematik und Sport die jeweiligen Noten, das Fachinteresse und die domänenspezifischen Selbstkonzepte einbezogen. Leseverständnis. Zur Erfassung des Leseverständnisses wurden (mit freundlicher Genehmigung vom Kollegen Bos) zwei Texte aus der IGLU-Studie (Bos, Lankes, Prenzel et al., 2003) gewählt. Es handelte sich um einen Sachtext und einen Prosa-Text. In IGLU werden vier Aspekte der Verstehensleitung erfasst: 1. Erkennen und Wiedergeben explizit angegebener Information; 2. Einfache Schlussfolgerungen ziehen; 3. Komplexe Schlussfolgerungen ziehen und begründen, Interpretation des Geschehenen und 4. Prüfen und Bewerten von Inhalt und Sprache. Pro Text standen 40 Minuten zur Verfügung, während der Beantwortung der Fragen konnten die Kinder den Text einsehen. Das Ergebnis der Schüler geht hier als Summenscore ein (Cronbachs α = .83). Dabei werden sowohl offene als auch geschlossene Antwortformate berücksichtigt. Dekodiergeschwindigkeit. Zur Erfassung der Dekodiergeschwindigkeit wurde in Anlehnung an das Instrument von Mejding (2000) ein neues Verfahren entwickelt. Den Schülern wurde die Aufgabe gestellt, bei Zeitbegrenzung aus einem eigens kreierten Text die (zahlreich vorhandenen) Zahlwörter zu unterstreichen. Die Anzahl der richtig angestrichenen Zahlwörter dient als Indikator der Dekodierfähigkeit. Leseaktivität. Hier wurde ein Item aus der PISA-Studie gewählt: „Wie viel Zeit verbringst du normalerweise jeden Tag damit, zu deinem Vergnügen zu lesen? “ (Antwortalternativen von 1 = „Ich lese nicht zum Vergnügen“ bis 5 = „mehr als zwei Stunden täglich“). 264 Jens Möller, Eva-Marie Bonerad Fachspezifische Maße. Die Noten aus den letzten Zeugnissen wurden von den Schülern direkt erfragt. Die fachspezifischen Begabungsselbstkonzepte wurden mit drei Items erfasst (Beispielitem: „Ich war schon immer gut in Deutsch.“ von 1 = stimmt gar nicht bis 4 = stimmt genau). Die fachspezifischen Interessen wurden mit 4 Items erfasst. (Beispielitem: „Ich hätte gerne im Fach Deutsch noch mehr Stunden als bisher“ von 1 = stimmt gar nicht bis 4 = stimmt genau). Für die jeweiligen Fächer wurde der Fachname bzw. eine entsprechende Tätigkeit eingesetzt. Die Reliabilität der Selbstkonzeptskalen beträgt für Deutsch α = .85, für Mathematik α = .91 und für Sport α = .91. Die Reliabilität der Interesseskalen liegt für Deutsch bei α = .82, für Mathematik bei α = .86 und für Sport bei α = .89. Ergebnisse Studie 2 dient zunächst der Überprüfung und Validierung der faktoriellen Struktur der FHLM-Skalen. Zudem liefert die Repräsentativität der Stichprobe die Gelegenheit, exaktere Aussagen zu Unterschieden und Gemeinsamkeiten zwischen Jungen und Mädchen sowie Schülern unterschiedlicher Schularten zu treffen. Die Struktur des FHLM wurde in einer Reihe von konfirmatorischen Faktorenanalysen untersucht. Dabei wurde die Anpassungsgüte von Modellen unterschiedlicher Struktur und Komplexität überprüft. Alle Analysen erfolgten mit dem Programm AMOS 4.0 (Arbuckle, 1999). Die relative Güte der Modelle wurde durch Heranziehung des RMSEA, des TLI, des CFI sowie durch einen χ 2 -Differenzentest der Modelle bestimmt. Zunächst wird von dem Modell mit vier unabhängigen Faktoren ausgegangen, das sich aus Studie 1 ergab. Die Passung dieses Modells wird mit der Passung zweier Alternativmodelle verglichen. Das erste Alternativmodell fasst die Leselust und das Lesen aus Interesse zu einem gemeinsamen Faktor 2. Ordnung „Intrinsische Lesemotivation“ zusammen. Zuletzt wird die Passung des Generalfaktormodells berechnet, das von einer Ein-Faktoren-Annahme ausgeht. Alle Items laden danach auf einem Faktor, den man generelle habituelle Lesemotivation nennen könnte. Die Modellanpassung für das vierfaktorielle Modell ( χ 2 = 618.08; df = 146; TLI = .93; CFI = .95; RMSEA = .047 [.043 bis .051]) ist sehr zufrieden stellend (s. auch die Faktorladungen in Tabelle 1). Der Vergleich mit Modell 2 zeigt einen signifikanten χ 2 -Differenzentest ( χ 2 (1) = 86.25, p < .001). Modell 2 weist im Vergleich zum Generalfaktormodell eine bessere Modellanpassung auf ( χ 2 = 704.33; df = 147; TLI = .92; CFI = .94; RMSEA = .051 [.047 bis 0.055]). Das Generalfaktormodell ist mit den empirischen Daten nicht vereinbar ( χ 2 = 4029,49; df = 152, TLI = .47, CFI = .57; RMSEA = .132 [.129 - .136]). Übrigens bestätigen konfirmatorische Faktorenanalysen der Daten aus Studie 1 ebenfalls das Vier-Faktoren- Modell als das beste Modell mit einem adäquaten Fit ( χ 2 = 350,53; df = 146, TLI = .91, CFI = .93; RMSEA = .057 [.049 - .065]). Die in Studie 2 gebildeten Skalen besitzen wiederum hinreichende interne Konsistenzen (Leselust: Cronbachs α = .88, Lesen aus Interesse: α = .73; Wettbewerb: α = .83; Selbstkonzept: α = .74). Tabelle 4 zeigt die Mittelwerte und Standardabweichungen für die Gesamtstichprobe sowie die latenten Interkorrelationen zwischen den Skalen; Tabelle 5 die Skalenmittelwerte getrennt für Jungen und Mädchen sowie für die einzelnen Schularten. Erneut zeigen sich moderate Korrelationen, relativ eng hängen die beiden Skalen „Lesen aus Interesse“ und „Leselust“ zusammen. In diesen beiden Skalen weisen die Mädchen höhere Werte auf als die Jungen (F (1, 1295) = 64.41, p < .001; d = .45 für die Leselust, F (1, 1280) = 19.36, p < .001; d = .25 für das Lesen aus Interesse), die eher den Wettbewerbscharakter des Lesens betonen ((F (1, 1276) = 12.76, p < .001; d = .20). Im Unterschied zur Studie 1 ergeben sich keine Unterschiede im Selbstkonzept (F (1, 1307) = 3.28, ns). Die Schularten unterschieden sich nur in Bezug auf die Leselust (F (3, 1293) = 3.97, p < .001) und das lesebezogene Selbstkonzept (F (3, 1303) = 4.18, p < .001), wie einfaktorielle Varianzanalysen zeigen. Nach Scheffé-Tests bestehen die Unterschiede jeweils zwischen Gymnasiasten und Hauptschülern. Gymnasiasten er- Lesemotivation 265 zielten auf beiden Skalen höhere Werte (d = .24 für die Leselust, d = .25 für das lesebezogene Selbstkonzept der Begabung). Es ergaben sich keine schulartbezogenen Differenzen für die Skala Lesen aus Wettbewerb (F (3, 1315) = .53, ns) und Lesen aus Interesse (3, 1282) = 1.24, ns). Die Validität wurde durch den Einbezug einer Reihe weiterer Fragebogen- und Leistungsmaße untersucht. Dabei wurden positive Korrelationen der vier Skalen „Leselust“, „Lesen aus Interesse“, „Selbstkonzept“ und „Wettbewerb“ mit den Leseverständnistests, der Dekodiergeschwindigkeit sowie dem Ausmaß der Leseaktivitäten erwartet. Zudem wurden positive Zusammenhänge mit der Fachnote, dem Interesse und dem Selbstkonzept im Fach Deutsch erwartet. Deutlich geringer sollten diese Skalen mit den mathematikbezogenen und den sportbezogenen Maßen korrelieren. Wie aus Tabelle 6 zu ersehen ist, wurden diese Annahmen überwiegend bestätigt. Dabei ist zu bedenken, dass aufgrund der großen Stichprobengröße schon Korrelationen von > |.05| die Signifikanzgrenze erreichten. Die Beurteilung des Zusammenhangsmusters sollte sich deshalb nicht primär an der Signifikanz, sondern an der Enge des Zusammenhangs orientieren. Leselust Lesen Wettbewerb Selbstkonzept aus Interesse Jungen (N = 635 - 661) 3.05 (.82) 3.29 (.59) 2.86*** (.84) 3.09 (.66) Mädchen (N = 647 - 654) 3.39*** (.68) 3.42*** (.47) 2.69 (.89) 3.02 (.71) Hauptschule (N = 208 - 211) 3.13 (.86) 3.36 (.55) 2.81 (.83) 2.97 (.72) Gesamtschule (N = 93 - 95) 3.19 (.77) 3.43 (.59) 2.86 (.86) 2.94 (.72) Realschule (N = 478 - 497) 3.18 (.81) 3.33 (.73) 2.75 (.87) 3.04 (.73) Gymnasium (N = 503 - 514) 3.31*** (.69) 3.36 (.50) 2.78 (.88) 3.13*** (.62) Tabelle 5: Geschlechtsunterschiede und Unterschiede nach Schularten (Studie 2) * bezeichnen signifikant höhere Werte zwischen den Geschlechtern bzw. Schularten *** p < .001; **p < .01; * p < .05 M (SD) N Lesen Wettbewerb Selbstkonzept aus Interesse Leselust 3.22 (.77) 1297 .64*** .09** .41*** Lesen aus Interesse 3.35 (.54) 1282 .32*** .22** Wettbewerb 2.78 (.87) 1315 .06 Selbstkonzept 3.06 (.69) 1307 Tabelle 4: Mittelwerte (SD) und latente Skaleninterkorrelationen des Fragebogens zur habituellen Lesemotivation (Studie 2) *** p < .001; ** p < .01 266 Jens Möller, Eva-Marie Bonerad Weitgehend erwartungskonform fielen die Korrelationen der Skalen des FHLM mit den objektiven Leistungsmaßen zum Leseverständnis und zur Dekodierfähigkeit aus. Vor allem hohe Leselust und hohes lesebezogenes Selbstkonzept der Begabung gehen mit guten Leseleistungen einher. Allerdings war das Lesen aus Interesse nicht mit dem Leseverständnis korreliert, für die Skala „Wettbewerb ergaben sich sogar schwach negative Zusammenhänge zum Leseverständnis. Die Skalen „Leselust“, „Lesen aus Interesse“ und „Selbstkonzept“ korrelieren positiv mit den Angaben zu Leseaktivitäten, zur Deutsch-Note und zu den Maßen für das Deutsch-Fachinteresse und das Deutsch-Selbstkonzept. Die Zusammenhänge für das Fach Mathematik sind geringer, für das Fach Sport ergeben sich kaum Zusammenhänge. Die Skala „Wettbewerb“ zeigt keinen Zusammenhang zu den drei Fachnoten und ist enger mit den Fachinteressen und dem Selbstkonzept zu den Fächern Mathematik und Sport verbunden. Diskussion Mit vier reliablen Subskalen erfasst der Fragebogen zur habituellen Lesemotivation (FHLM) Leselust, Lesen aus Interesse, Lesen aus sozialen Vergleichsmotiven (Wettbewerb) und das lesebezogene Selbstkonzept. Es ergaben sich unterstützende Belege für die postulierte faktorielle Struktur des Instruments. Zusammenhangsanalysen weisen zudem auf die Validität des Instruments hin. Insgesamt kann der FHLM damit als kurzer und ökonomisch einsetzbarer Fragebogen mit guten Testeigenschaften betrachtet werden. In der Forschung kann das Instrument oder können einzelne Subskalen in Largescale-Untersuchungen der Empirischen Bildungsforschung oder der Pädagogischen Psychologie eingesetzt werden, in denen die Lesemotivation mit einer kurzen Skala erfasst werden soll. Für die Schulpraxis ist das Instrument einsetzbar, wenn es um Schulschwierigkeiten im Bereich des Lesens geht. Hier kann zumindest grob analysiert werden, ob und welche motivationalen Defizite bei Schülern zu Beginn der Sekundarstufe vorliegen. Dazu liegen Normwerte getrennt für Jungen und Mädchen sowie Schüler der einzelnen Schularten vor. Als konzeptioneller Kern der habituellen Lesemotivation könnte die Variable Leselust bezeichnet werden. Sie hängt relativ eng mit den Lesefähigkeiten und dem Selbstkonzept der Begabung zusammen und mit den motivationalen Variablen, die mit dem Schulfach Deutsch verbunden sind. Anders als die Skala „Involvement“ im MRQ oder die Skala „Erlebnisbezogene Lesemotivation“ bei Schaffner und Schiefele (in diesem Heft) erfasst sie die rein tätig- Leselust Lesen Wettbewerb Selbstkonzept aus Interesse Leseverständnis .31*** .05 -.09*** .36*** Dekodierfähigkeit .29*** .15*** -.03 .33*** Leseaktivitäten .56*** .31*** .06* .28*** Deutsch-Note .32*** .11** .04 .34*** Mathematik-Note .16** .01 -.01 .26*** Sport-Note .03 .07* .05 .06* Deutsch-Interesse .35*** .41*** .13*** .14*** Mathematik-Interesse .14*** .28*** .22*** .05 Sport-Interesse -.05 .12** .17*** -.04 Deutsch-Selbstkonzept .40*** .34*** .09** .33*** Mathematik-Selbstkonzept .09** .15*** .20*** .20*** Sport-Selbstkonzept -.04 .13*** .16*** .00 Tabelle 6: Korrelationen der Subskalen des FHLM mit konstruktähnlichen und -unähnlichen Variablen *** p < .001; ** p < .01; * p < .05 Lesemotivation 267 keitsbezogene intrinsische Lesemotivation, ohne auf etwaige Konsequenzen des Lesens wie das Konstruieren gedanklicher Welten abzuzielen. Die Skala „Leselust“ scheint nicht zuletzt wegen des relativ engen Zusammenhangs zum Ausmaß der Leseaktivitäten geeignet zu sein, auch das Leseverhalten in der Freizeit abzubilden. Etwas überraschend ist der niedrige Zusammenhang zwischen der Skala Leseinteresse und dem Leseverständnistest (und auch der Deutsch-Note). Offenbar ist hier gegenstands- oder themenspezifisches Leseinteresse erfasst, das nur in schwacher Verbindung zur Leseleistung steht. Auch schwächere Leser können natürlich themenspezifische Interessen entwickeln und das Lesen als geeignete Möglichkeit sehen, sich Informationen über bestimmte Themen zu beschaffen. Anscheinend hat dieses themenvermittelte Leseinteresse in den hier vorgelegten Texten keinen Einfluss auf das Leseverständnis gehabt. Allerdings war das Leseinteresse durchaus positiv korreliert sowohl mit der Dekodierfähigkeit als auch mit dem Interesse am Schulfach Deutsch und den Leseaktivitäten. Eine geringere Validität scheint die Variable „Wettbewerb“ aufzuweisen. Möglicherweise wurden hier weniger externe Gründe für das Lesen erfasst als eine bereichsunspezifische Form der Leistungszielorientierung, die nur wenig zwischen den Domänen Deutsch, Mathematik und Sport trennt. Ohnehin sollte untersucht werden, ob weitere Komponenten der extrinsischen Lesemotivation in das Verfahren aufgenommen werden sollten. Geeignet wären etwa die Skalen „Leistungsbezogene Lesemotivation“ und „Soziale Lesemotivation“ aus dem Beitrag von Schaffner und Schiefele (in diesem Heft). Literatur Arbuckle, J. L. (1999). Amos, Version 4.01. Small Waters Corporation, Chicago. Artelt, C., Schiefele, U., Schneider, W. & Stanat, P. (2002). Leseleistungen deutscher Schülerinnen und Schüler im internationalen Vergleich: Ergebnisse und Erklärungsansätze. Zeitschrift für Erziehungswissenschaft, 44, 6 - 28. Bos, W., Lankes, E.-M., Schwippert, K., Valtin, R., Voss, A., Badel, I. & Plaßmeier, N. (2003). Lesekompetenz deutscher Grundschülerinnen und Grundschüler am Ende der vierten Jahrgangsstufe im internationalen Vergleich. In W. Bos, E.-M. Lankes, M. Prenzel, K. Schwippert, G. Walther & R. Valtin (Hrsg.), Erste Ergebnisse aus IGLU. Schülerleistungen am Ende der vierten Jahrgangsstufe im internationalen Vergleich (S. 69 - 142). Münster: Waxmann. Chapman, J. W. & Tunmer, W. E. (1995). Development of young children’s reading self-concepts: An examination of emerging subcomponents and their relationship with reading achievement. Journal of Educational Psychology, 87, 154. Chapman, J. W. & Tunmer, W. E. (1997). A longitudinal study of beginning reading achievement and reading self-concept. British Journal of Educational Psychology, 67, 279 - 291. Deci, E. L., & Ryan, R. M. (1985). Intrinsic motivation and self-determination in human behavior. New York: Plenum Press. Guthrie, J. T. & Anderson, E. (1999). Engagement in reading: processes of motivated strategic, and knowledgeable, social readers. In J. T. Guthrie & D. E. Alvermann (Eds.) Engaged reading. Processes, practices, and policy implications (pp. 17 - 45). New York, NY: Teachers College Press. Mejding, J. (2000). Reading speed test report (unpublished paper). Copenhagen: Danish National Institute for Educational Research. Möller, J. & Schiefele, U. (2004). Motivationale Grundlagen der Lesekompetenz. In U. Schiefele, C. Artelt, W. Schneider, & P. Stanat (Hrsg.), Entwicklung, Bedingungen und Förderung der Lesekompetenz: Vertiefende Analysen der PISA-2000-Daten (S. 101 - 124). Wiesbaden: Verlag für Sozialwissenschaften. Pekrun, R. (1988). Emotion, Motivation und Persönlichkeit. München/ Weinheim: PVU. Pintrich, P. R. & Schunk, D. H. (2002). Motivation in education. Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall. Rheinberg, F. (1989). Zweck und Tätigkeit. Göttingen: Hogrefe. Schiefele, U. (1991). Interest, learning, and motivation. Educational Psychologist, 26, 299 - 323. Schiefele, U. (1996). Motivation und Lernen mit Texten. Göttingen: Hogrefe. Streblow, L., Holodynski, M. & Schiefele, U. (2005). Entwicklung eines Lesekompetenztrainings (LEKOLEMO) für die siebte Klassenstufe. Bericht über zwei Evaluationsstudien. Eingereichtes Manuskript. Watkins, M. W. & Coffey, D. Y. (2004). Reading motivation: multidimensional and indeterminate. Journal of Educational Psychology, 96, 110 - 118. Wigfield, A. & Guthrie, J. T. (1997). Motivation for reading: An overview. Educational Psychologist, 32, 57 - 58. Prof. Dr. Jens Möller Universität Kiel Institut für Psychologie Olshausenstr. 75 D-24098 Kiel E-Mail: jmoeller@psychologie.uni-kiel.de
