n Empirische Arbeit Psychologie in Erziehung und Unterricht, 2009, 56, 187 - 199 © Ernst Reinhardt Verlag München Basel Leistungsangst bei (Lehramts-)Studierenden - Exploration der Zusammenhänge mit den Big Five Stephan Kröner 1 , Jörn R. Sparfeldt 2 , Susanne R. Buch 3 , Horst Zeinz 1 , Detlef H. Rost 2 1 Universität Erlangen - Nürnberg 2 Philipps-Universität Marburg 3 Universität des Saarlandes, Saarbrücken Test Anxiety Among University Students and Students Attending a Teachers’ Training College - Exploration of Correlations with the Big Five Summary: Study 1 tested the model of the Differentielles Leistungsangst Inventar (Differential Test Anxiety Inventory, DAI; Rost & Schermer, 1997, 2007) using data from N = 480 university students (Schilling, Rost, & Schermer, 2004). Confirmatory factor analysis indicated that model fit was satisfactory (RMSEA = .039, TLI = .903, CFI = .913), invariant of student gender. Anxiety initiations, anxiety reactions, and internal anxiety stabilization were substantially correlated. Study 2 replicated the DAI model using data from N = 296 female students attending a teacher training college. Correlations with the Big Five factors were investigated. External anxiety stabilization was weakly correlated with the personality scales. Anxiety initiating conditions, anxiety reactions, and internal anxiety stabilization were strongly associated with neuroticism (.50 < r < .65). The highest correlations between personality and anxiety coping strategies were those of conscientiousness with danger control (productive working behaviour; r = -.31) and situation control (avoidance and cheating; r = .25) and of openness with anxiety control (relaxation and anticipation; r = .38). The results indicate that the DAI can be used with university students and that its scales are consistently embedded into the nomological network of personality. Keywords: Performance anxiety, test anxiety, personality, college students, NEO-Personality Inventory Zusammenfassung: Das Modell des Differentiellen Leistungsangst Inventars (DAI; Rost & Schermer, 1997, 2007) wurde in Studie 1 anhand einer konfirmatorischen Reanalyse der Daten von N = 480 Studierenden aus der Studie von Schilling, Rost & Schermer (2004) geprüft und auf Äquivalenz für männliche und weibliche Studierende untersucht. Es ergaben sich ein zufriedenstellender Modellfit (RMSEA = .039; TLI = .903, CFI = .913) sowie hohe Korrelationen von Angstauslösung, Angstmanifestation und internaler Stabilisierung. In Studie 2 (N = 296 Lehramtsstudentinnen) wurden das DAI-Modell repliziert und Beziehungen zu den Big Five ermittelt. Externale Stabilisierung korrelierte schwach mit den Big Five. Angstauslösung, Angstmanifestation und internale Stabilisierung korrelierten hoch mit Neurotizismus (.50 < r < .65). Die höchsten Korrelationen zwischen Persönlichkeitsfaktoren und Copingstrategien bestanden zwischen Gewissenhaftigkeit und der DAI-Skala produktives Arbeitsverhalten (r = -.31) bzw. mit der DAI-Skala Vermeiden und Mogeln (r = .25) sowie zwischen Offenheit und der DAI-Skala Relaxation und Antizipation (r = .38). Insgesamt bewährte sich das DAI bei Studierenden, die Korrelationen mit den Big Five geben Hinweise auf die Einbettung in das nomologische Netzwerk der Persönlichkeit. Schlüsselbegriffe: Leistungsangst, Prüfungsangst, Persönlichkeit, Studenten, NEO-Personality Inventory 188 Stephan Kröner et al. Leistungsängstlichkeit und Prüfungsangst sind nicht nur bei Schülerinnen und Schülern, sondern auch bei Studierenden bedeutsam: So sahen sich in der 15. Sozialerhebung des Deutschen Studentenwerks 15 Prozent der männlichen und 21 Prozent der weiblichen Studierenden „mittel“ bis „stark“ durch Prüfungsängste beeinträchtigt (Hahne, Lohmann, Krzyszycha, Österreich & App, 1999, S. 11), und in der Beratungsstelle der FU Berlin sind Prüfungsängste die dritthäufigste Problematik (Knigge- Illner, 2002, S. 45; vgl. auch Soeder, Bastine & Hom-Hadulla, 2001, S. 170). An der Beratungsstelle für Lehramtsstudierende der Universität Erlangen-Nürnberg bilden Prüfungsängste und Prüfungsvorbereitung ebenfalls einen Beratungsschwerpunkt (vgl. Schwanzer, 2007). Damit ist ein Bedarf an geeigneten diagnostischen Instrumenten für Studierende im Allgemeinen und Lehramtsstudierende im Besonderen offenkundig. Leistungsängstlichkeitsdiagnostik bei Studierenden Fast alle bisher vorliegenden deutschsprachigen Leistungsängstlichkeitsfragebogen wurden für Schüler und nicht für Studenten entwickelt. Sie sind jedoch zumeist für die Planung, Durchführung und Evaluation von Interventionen wenig hilfreich, weil sie kaum Möglichkeiten einer differenziellen und interventionsorientierten Diagnostik bieten und stattdessen lediglich die Existenz von Leistungsängstlichkeit objektivieren - also den in der Regel bekannten Beratungsanlass. Eine ansatzweise differenzierte Diagnosemöglichkeit bieten die deutschen Versionen des Test Anxiety Inventory (TAI, Spielberger, 1980; deutsch: TAI-G, Hodapp, 1991; bei Studenten: Musch & Bröder, 1999) und des Reactions to Tests (RTT, Sarason, 1984; deutsch: RTT-G, Quast, Jerusalem & Sarason, 1986) - sie differenzieren allerdings nur im Bereich der Angsterscheinungsweisen (TAI-G: „Aufgeregtheit“, „Besorgtheit“, „Zuversicht“, „Interferenz“; RTT-G „Anspannung“, „Besorgnis“, „irrelevante Gedanken“, „körperliche Symptome“). Eine für Beratung und Therapie relevante Information liefert dagegen das auf einem funktional-theoretischen Modell basierende Differentielle Leistungsangst Inventar (DAI) von Rost und Schermer (1997, 2007) mit insgesamt zwölf Skalen, die vier modifikationsrelevanten Bereichen zugeordnet sind. Anknüpfend an ein verhaltenstheoretisch orientiertes Interview werden individuell auslösende Bedingungen (AUS), Manifestationen (MAN), Copingstrategien (COP) und Stabilisierungsformen (STAB) der Leistungsängstlichkeit unterschieden. Jeder DAI-Bereich umfasst mehrere Skalen: Alle Items der Auslösebedingungen von Leistungsängstlichkeit beginnen mit der Einleitung: „Ich habe Angst, …“. Unterschieden werden hier „Repertoire-Unsicherheit“ (RU, z. B. „da es mir schwer fällt, mich systematisch vorzubereiten“), „wissensbezogene Angstauslösung“ (WA, z. B. „wenn ich die Aufgabenstellung nicht verstehe“) und „sozialbezogene Angstauslösung“ (SA, z. B. „vor Fremden etwas vorzutragen“). Die Manifestationen von Leistungsängstlichkeit (sprachliche Einleitung der Items: „Wenn ich Angst habe, …“) setzt sich zusammen aus den drei Skalen „physiologische Angstmanifestation“ (PHY, z. B. „bekomme ich feuchte oder kalte Hände“), „emotionale Angstmanifestation“ (EMO, z. B. „fühle ich mich ziemlich hilflos“) und „kognitive Angstmanifestation“ (KOG, z. B. „fällt mir kaum etwas ein“). Bei den Copingstrategien bei Leistungsängstlichkeit (Itemanfänge: „Um meine Angst zu bewältigen, …“) geht es um Aspekte der Leistungsängstlichkeitsverarbeitung, im Einzelnen um „Gefahrenkontrolle durch produktives Arbeitsverhalten“ (GK, z. B. „wiederhole ich den Stoff“), „Situationskontrolle durch Vermeiden und Mogeln“ (SK, z.B. „organisiere ich mir unerlaubte Hilfen“), „Angstkontrolle durch Relaxation und Antizipation“ (AK, z. B. „überlege ich mir, was ich tun kann, wenn meine Angst wieder auftritt“) und „Angstunterdrückung durch Ablenkung und Bagatellisierung“ (AU, z. B. „rede ich mir gut zu, dass es schon klappen wird“). Stabilisierungsformen von Leistungsängstlichkeit umfasst „internale Stabilisie- Leistungsangst bei (Lehramts-)Studierenden 189 rung“ (IS, z. B. „Der Gedanke, versagt zu haben, beschäftigt mich recht lange“) und „externale Stabilisierung“ (ES, z. B. „Meine Bekannten nehmen sich meiner sehr an, wenn sie sehen, dass ich Angst habe“). Die Items von AUS, COP und STAB sind fünfstufig häufigkeitsskaliert, die von MAN fünfstufig intensitätsskaliert. Für AUS, MAN und STAB ist eine Aufsummierung der Subskalen zu drei Bereichssummenwerten vorgesehen; aus funktionalen und empirischen Gründen erfolgt bei COP keine Summenbildung. Im DAI-Manual (Rost & Schermer, 1997, 2007) werden zahlreiche Hinweise auf die psychometrische Qualität des Instruments mitgeteilt - allerdings zumeist an Gymnasiastenstichproben ermittelte. Schilling, Rost und Schermer (2004) konnten die auf Schülerdaten basierende faktorielle Struktur des DAI auch bei Studierenden mittels oblique-rotierter Hauptkomponentenanalysen im Wesentlichen replizieren: Während die beiden Auslösebedingungen Repertoire-Unsicherheit und Wissensbezogene Angstauslösung zu einer Komponente zusammenfielen, ließen sich die anderen zehn DAI-Skalen als eigenständige Komponenten identifizieren. Die mittlere Komponenteninterkorrelation betrug r = .14, die mittlere Skalenkorrelation: r = .28. In der vorliegenden Arbeit soll - zusätzlich zu einer konfirmatorischen Modellanpassung - die Äquivalenz für männliche und weibliche Studierende geprüft werden. Das Zusammenhangsmuster der DAI-Skalen bei Studierenden stützt eine Zusammenfassung der Skalen der Bereiche „Angstauslösung“, „Angsterscheinungsweisen“ und „Angststabilisierung“. Bei den „Copingstrategien“ fanden Schilling et al. (2004) substanzielle Beziehungen zwischen GK, AK, und AU (r ≥ .36), welche wiederum mit SK niedriger bzw. gar nicht zusammenhingen (r = .00/ .05/ .19). Das Beziehungsmuster der Copingstrategien spricht auch bei Studierenden dafür, nicht alle vier Skalen zu einem Copingwert zusammenzufassen. Eine Zusammenfassung der genannten drei Coping- Skalen GK, AK und AU ließe sich jedoch rechtfertigen. Neben einer konfirmatorischen Modellanpassung des DAI steht eine Replikation dieser Befunde noch aus. Leistungsängstlichkeit im DAI und Persönlichkeit Um erste Hinweise auf die Verortung der DAI- Facetten der Leistungsängstlichkeit im nomologischen Netzwerk der Persönlichkeit zu erhalten, explorieren wir in der vorliegenden Arbeit die Zusammenhänge zwischen DAI-Skalen und den Persönlichkeitsdimensionen im Sinne der Big Five (z. B. McCrae & Costa, 1997). So kann zugleich die jangle fallacy vermieden werden - das Bezeichnen identischer Konstrukte mit verschiedenen Begriffen (vgl. Kelley, 1927). Die Big Five als das derzeit wohl am weitesten verbreitete Persönlichkeitsmodell umfassen fünf breit angelegte und relativ unabhängige Persönlichkeitsdimensionen: Neurotizismus (N), Extraversion (E), Offenheit für Erfahrung (O), Verträglichkeit (V) und Gewissenhaftigkeit (G). Hypothesen zu den Zusammenhängen von DAI-Skalen mit Neurotizismus und Extraversion lassen sich aus den Studien an Schülerinnen und Schülern ableiten, die wir im Folgenden knapp zusammenfassen (vgl. Rost & Schermer, 2007). Hinsichtlich der Beziehungen der DAI-Skalen zu den übrigen Faktoren des Fünf-Faktoren-Modells liegen unseres Wissens bislang keine Studien vor. Zu diesen Zusammenhängen haben wir teilweise erste Hypothesen, die wir hier kurz darstellen, teilweise gehen wir explorativ vor. Leistungsängstlichkeit und Neurotizismus. Leistungsängstlichkeit kann als bereichsspezifisches Persönlichkeitsmerkmal verstanden werden. Bei emotional Labileren - also bei Personen mit höheren Neurotizismus-Werten - sollte im Gegensatz zu emotional Stabileren leichter Leistungsängstlichkeit ausgelöst werden (DAI-AUS), sie sollten in stärkerem Maße Leistungsängstlichkeit zeigen (DAI-MAN) und sich länger und intensiver gedanklich mit den Folgen ihrer Angst beschäftigen (DAI-IS). Rost und Schermer (1997; 2007) berichteten - hier- 190 Stephan Kröner et al. mit übereinstimmend - positive Beziehungen zwischen „Neurotizismus“ (erhoben mit dem Eysenck Personality Inventory, Eysenck & Eysenck, 1968; deutsch: Eggert, 1983) und den drei Angstauslöseskalen des DAI zwischen r = .29 und r = .42. 1 „Nervosität“ des Freiburger Persönlichkeitsinventars (Fahrenberg, Hampel & Selg, 1984) korrelierte mit den drei Manifestationsskalen (.32 ≤ r ≤ .44) sowie der internalen Stabilisierung (r = .42), die Beziehungen zu den drei Copingskalen GK, AK und AU sowie zu externaler Stabilisierung waren dagegen praktisch vernachlässigbar (r ≤ .14). Leistungsängstlichkeit und Extraversion. Wir vermuten, dass sich hier erneut Zusammenhänge - speziell zu den Auslösebedingungen - zeigen. Dieses deutete sich schon bei Rost und Schermer (1997, S. 98) an, insbesondere für „sozialbezogene Angstauslösung“ (r = -.29; RU: r = .12; WA: r = -.15). 1 Leistungsängstlichkeit und Offenheit für Erfahrungen, Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit. Für Offenheit für Erfahrungen sind bislang weder spezifische theoretische Erwartungen noch empirische Befunde zur Beziehung zu Leistungsängstlichkeit verfügbar. Gleiches gilt im Prinzip auch für Verträglichkeit - allenfalls wären kleine Beziehungen zur externalen Stabilisierung möglich: Bei verträglichen Personen agieren Dritte womöglich eher unterstützend als bei weniger verträglichen. Das könnte stabilisierend auf Leistungsängstlichkeit wirken. Dem steht entgegen, dass verträgliche Personen weniger gefährdet sind, negative soziale Bewertungen zu erfahren. Da sich Verträglichkeit und sozialbezogene Angstauslösung beide auf signifikante Bezugspersonen beziehen, könnte man hier ebenfalls kleine Korrelationen vermuten. Außerdem sind Zusammenhänge zwischen Gewissenhaftigkeit und Leistungsängstlichkeitsaspekten zu erwarten: Gewissenhaftigkeit sollte negativ mit der Auslöseskala RU korrelieren, da gewissenhafte Studierende, die regelmäßig an Seminaren teilnehmen und sich sorgfältig auf Prüfungen vorbereiten dürften, eher weniger Leistungsängstlichkeit verspüren. Darüber hinaus sollten Gewissenhafte zur Angstbewältigung vermehrt pädagogisch erwünschte Lern- und Arbeitsverhaltensweisen einsetzen (positive Korrelation mit der Copingsstrategie GK) und weniger auf Strategien wie Vermeiden und Mogeln zurückgreifen (negative Korrelation mit der Copingstrategie SK). Empirische Prüfungen dieser theoretischen Überlegungen stehen noch aus. Die Arbeit von Schilling et al. (2004) fokussiert auf die faktorielle Struktur des DAI bei Studierenden, dort wurden keine ergänzenden Persönlichkeitsvariablen erhoben. Fragestellung Trotz der guten Bewährung des DAI bei Schülern und ersten ermutigenden Befunden bei Studierenden besteht weiterer Forschungsbedarf: In Studie 1 wird das funktional-theoretische Modell der Leistungsängstlichkeit, welches dem DAI zugrunde liegt, unter Verwendung konfirmatorischer Faktorenanalysen anhand der Daten von Schilling et al. (2004) überprüft. Außerdem gehen wir auf die Frage nach der Äquivalenz der faktoriellen Struktur bei männlichen und weiblichen Studierenden ein. Schilling et al. (2004) untersuchten dies nicht; sie berichteten jedoch mittelwertsbasierte Befunde - Männer hatten mit Ausnahmen von vier Skalen (RU, SK, AU und AK) geringere Werte als Frauen (d ≥ 0.2). Studie 2 dient zum einen der Replikation der Ergebnisse zur faktoriellen Struktur, zum anderen der - erstmaligen - Ermittlung der Zusammenhänge der DAI-Skalen mit sämtlichen Big-Five-Persönlichkeitsdimensionen. Studie 1: konfirmatorische Analyse des DAI Methode Stichprobe und Variablen Schilling et al. (2004) hatten N = 480 Studierende (Rechtswissenschaften: n = 239; Medizin: n = 241; Md = 5. Fachsemester; 47 % weiblich) in regulären Lehrveranstaltungen befragt. Die Studierenden hat- Leistungsangst bei (Lehramts-)Studierenden 191 ten die aus jeweils acht Items bestehenden 12 Kurzformskalen des DAI bearbeitet; bei wenigen Items waren einzelne Formulierungen an den Universitätskontext adaptiert worden. Auswertung Die bereichsübergreifende Struktur des DAI wurde konfirmatorisch geprüft (maximum-likelihood Schätzung; Programm AMOS 6). Dem verbreiteten Vorgehen folgend, bildeten wir für die Modelltestung aus den acht Items jeder der 12 DAI-Skalen je drei Itemparcels (parcel 1: Items 1 bis 3; parcel 2: Items 4 bis 6; parcel 3: Items 7 und 8). Dies geschah insbesondere, um ein günstigeres Verhältnis aus zu schätzenden und empirisch ermittelten Parametern zu erhalten, sowie wegen psychometrischer Vorzüge von parcels im Vergleich zu Items (vgl. z.B. Little, Cunningham, Shahar & Widaman, 2002). Verschiedene Autoren empfehlen als notwendige Bedingung für eine sinnvolle parcel-Bildung den vorherigen Nachweis der Unidimensionalität der in einem parcel zusammengefassten Items (z.B. Little et al., 2002; Bandalos & Finey, 2001). Diese Bedingung ist in der vorliegenden Studie erfüllt (vgl. auch Schilling et al., 2004). Diese drei parcels einer jeden DAI-Skala wurden zu 12 Faktoren erster Ordnung mit dem jeweiligen Skalennamen zusammengefasst. Der Bereichsfaktor „Auslösebedingungen von Leistungsängstlichkeit“ (AUS) wurde durch Repertoire-Unsicherheit (RU), sozialbezogene Auslösung (SA) und wissensbezogene Auslösung (WA) indikatorisiert. Analog bildeten wir einen Bereichsfaktor „Manifestationen von Leistungsängstlichkeit“ (MAN) aus physiologischer (PHY), emotionaler (EMO) und kognitiver (KOG) Angstmanifestation. Wie erwähnt, sehen die Autoren des DAI für die „Copingstrategien bei Leistungsängstlichkeit“ keine bereichsspezifische Zusammenfassung vor. Wir griffen das von Schilling et al. (2004) berichtete Korrelationsmuster auf: Dieses rechtfertigte einen Bereichsfaktor „Copingstrategien“ , der allerdings nur aus den drei Faktoren „Gefahrenkontrolle“ (GK), „Angstkontrolle“ (AK) und „Angstunterdrückung“ (AU) bestand, während „Situationskontrolle“ (SK) nicht hierarchisch zuzuordnen war. Folglich setzte sich der Copingfaktor aus den drei erstgenannten Faktoren zusammen (COP ohne SK). Für die Stabilisierungsformen verzichteten wir auf einen übergeordneten Bereichsfaktor; zum einen, weil dieser bei „nur“ zwei Stabilisierungsfaktoren nicht ausreichend identifiziert wäre, und zum anderen, weil beide Skalen sowohl bei Schülerinnen und Schülern als auch bei Studierenden differentiell mit den übrigen DAI-Skalen zusammenhingen (vgl. Schilling et al., 2004, S. 55). Die Korrelationen zwischen den drei Sekundärfaktoren (AUS, MAN, COP ohne SK) und den drei Faktoren SK, IS und ES wurden geschätzt. Über die Güte der Modellanpassung informieren Fit-Indizes (Tucker- Lewis-Index - TLI; Comparative Fit Index - CFI; Root Mean Square Error of Approximation - RMSEA mit 90 % Konfidenzintervall). Marsh, Craven und Debus (1999) bezeichneten TLI-Werte ab .90 als akzeptabel, auch für CFI-Werte wird diese Grenze häufig gewählt (vgl. Bentler, 1990; Netemeyer, Boles & McMurrian, 1996). RMSEA-Werte unter .08 bzw. .05 verweisen auf einen akzeptablen bzw. guten Modellfit (Byrne, 2001). Ergänzend teilen wir c 2 und df mit. Im Anschluss an für Studenten und Studentinnen getrennt berechnete Modellanpassungen (Modell 1) prüften wir, ob sich bei schrittweise zunehmenden Gleichheitsrestriktionen ein schlechterer Modellfit ergab (Modell 2: Ladungen der parcels auf den Faktoren; Modell 3: zusätzlich Ladungen der Faktoren auf den Bereichsfaktoren; Modell 4: zusätzlich Varianzen und Kovarianzen der drei Bereichsfaktoren - MAN, AUS, COP ohne SK - und den drei Faktoren SK, IS und ES). Beim Modellvergleich stützten wir uns auf Veränderungen der Fit-Indices, wobei wir der Empfehlung von Cheung und Rensvold (2002) folgten, dass die Differenz der CFI- Werte geschachtelter Modelle ∆ CFI = .01 nicht übersteigen sollte. Ergebnisse Das für Studenten und Studentinnen getrennt geprüfte Modell hatte jeweils eine akzeptable Anpassung (TLI = .906/ .900; CFI = .919/ .914; RMSEA = .053/ .057; RMSEA -90 %: .048 - .059/ .051 - .063; c 2 = 981/ 982, df = 570/ 570), was auch für das erste simultan geschätzte Modell ohne Gleichheitsrestriktionen galt (TLI = .902; CFI = .917; RMSEA = .039; RMSEA -90 %: .036 - .042; c 2 = 1963, df = 1140). Bei Männern und Frauen waren alle Faktoren gut durch die entsprechenden Itemparcels indikatorisiert (minimales b = .62/ .54; maximales b = .94/ .94; Median b = .82/ .81). Gleiches galt für die Bereichsfaktoren (AUS - RU: b = .73/ .62; SA: 192 Stephan Kröner et al. b = .52/ .60; WA: b = .89/ .94; MAN - EMO: b = .77/ .82; PHY: b = .62/ .65; KOG: b = .68/ .62; COP ohne SK - GK: b = .65/ .69; AU: b = .55/ .87; AK: b = .83/ .80). Die angeführten Kennwerte fallen - wie auch die Interkorrelationen bei Frauen und Männern - deskriptiv recht ähnlich aus. Das Modell mit identischen Ladungen der Itemparcels auf den entsprechenden Faktoren zeigte - so ∆ CFI - keine bedeutsam schlechtere Anpassung (vgl. Modell 2 in Tabelle 2). Setzt man zusätzlich die Restriktion gleicher Ladungen der Faktoren auf den Bereichsfaktoren (also RU, SA, WA auf AUS; PHY, EMO, KOG auf MAN; GK, AK, AU auf COP ohne SK) sowie in einem weiteren Schritt die gleicher Varianzen und Kovarianzen der Bereichsfaktoren AUS, MAN, COP ohne SK, SK, IS und ES, überschritt ∆ CFI in keinem Fall den kritischen Wert von .01 (vgl. Modelle 3 und 4 in Tabelle 2). Insofern war das funktionaltheoretische Modell des DAI für Studenten und Studentinnen gleichermaßen mit den Daten vereinbar. Die latenten Beziehungen der Bereichsfaktoren AUS, MAN und IS waren hoch bis sehr hoch (.68 ≤ r ≤ .90). Die Trennung externaler und internaler Stabilisierung gelang gut. Auch die Differenzierung der Copingstrategie „SK“ einerseits und der weiteren Copingstrategien andererseits erwies sich als sinnvoll; diese Skalen hingen nur sehr schwach bzw. gar nicht zusammen (vgl. Tabelle 1 bzw. Tabelle 3). Diskussion Studie 1. Die konfirmatorische Reanalyse bestätigt die von Schilling et al. (2004) mit explorativen Hauptkomponentenanalysen gefundenen Resultate. Die faktorielle Struktur bei Männern und Frauen war sehr ähnlich. Das funktionale DAI-Modell fordert nicht, dass die einzelnen Modellkomponenten voneinander statistisch unabhängig sind oder nur gering miteinander korrelieren: Gerade für die Kernkomponenten von „Leistungsängstlich- AUS MAN COP ohne SK SK ES IS AUS .88 .25 .19 .27 .79 MAN .86 .47 .33 .44 .74 COP ohne SK .18 .28 .13 .49 .21 SK .40 .25 .02 .23 .17 ES .33 .36 .44 .23 .38 IS .78 .76 .08 .23 .41 AUS: Auslösebedingungen; MAN: Manifestationen; COP ohne SK: Copingstrategien ohne SK; SK: Situationskontrolle durch Vermeiden und Mogeln; ES: Externale Stabilisierung; IS: Internale Stabilisierung Tabelle 1: Interkorrelationen der DAI-Faktoren gemäß konfirmatorischer Anpassung (Studie 1: oberhalb der Diagonalen; Studie 2: unterhalb der Diagonalen, kursiv) Modell Gleichheitsrestriktionen TLI CFI RMSEA 90 %- RMSEA c 2 df 1 ohne .902 .917 .039 ±.003 1963 1140 2 parcel-Ladungen .903 .916 .039 ±.003 1998 1164 3 parcel-Ladungen, Ladungen auf Bereichsfaktoren .903 .915 .039 ±.003 2009 1170 4 parcel-Ladungen, Ladungen auf Bereichsfaktoren, Faktorvarianzen und -kovarianzen .903 .913 .039 ±.003 2048 1191 Tabelle 2: Modellfits der konfirmatorischen Mehrgruppen-Faktorenanalysen aus Studie 1 für männliche und weibliche Studierende getrennt, ohne (Modell 1) sowie mit entsprechenden Gleichheitsrestriktionen Leistungsangst bei (Lehramts-)Studierenden 193 keit“ sind unter funktionaler Perspektive enge Zusammenhänge zu erwarten. Es ist schließlich definitorisches Merkmal angstauslösender Faktoren, dass sie zur Manifestation von Angst führen; und angststabilisierende Faktoren können nur wirksam werden, wenn Angst zuvor manifest war. Dies stimmt mit den Ergebnissen unserer Studie überein, wonach „Auslösung“ (AUS), „Manifestation“ (MAN) und „Internale Stabilisierung“ (IS) latent recht hoch miteinander korrelieren. Interessant ist auch, dass es sich bei den Faktoren AUS, MAN und IS um genau diejenigen Skalen handelt, die bei den von Rost und Schermer (1997) untersuchten Schülerstichproben hoch mit Neurotizismus korrelierten. Diese drei DAI-Facetten stellen also den Kern des Konstrukts „Leistungsängstlichkeit“ dar oder hängen eng damit zusammen. Die Skalen zum Coping und zu externaler Stabilisierung ergänzen wichtige, in der bisherigen Leistungsangstforschung sonst nicht berücksichtigte Aspekte. Insgesamt kann trotz der Korrelationen zwischen den genannten Variablen eine theoriegeleitete, inhaltliche Ausdifferenzierung und Trennung sinnvoll sein, da in Einzelfällen unterschiedliche pädagogische und therapeutische Konsequenzen resultieren können. Wenn, wie hier, einzelne Variablen hoch korrelieren, ist es wichtig, differenzielle Bezüge zu anderen Variablen aufzuzeigen. Hierzu ergeben sich möglicherweise Hinweise aus Zusammenhängen dieser Angstfacetten mit den Skalen der Big Five. Studie 2: Replikation des DAI-Modells und Beziehungen zu den Big Five Studie 2 soll - im Anschluss an eine konfirmatorische Analyse des DAI-Modells an einer unabhängigen Studierendenstichprobe - die bisher nicht erforschten Zusammenhänge des DAI mit den Big Five explorieren. RU WA SA PHY EMO KOG GK SK AK AU ES IS RU .52 .26 .14 .44 .53 .02 .23 -.01 .04 .13 .52 WA .31 .50 .37 .52 .46 .35 .10 .12 .22 .18 .67 SA .15 .34 .35 .42 .27 .18 .14 .13 .24 .15 .47 PHY .14 .31 .33 .47 .23 .46 .25 .34 .43 .32 .38 EMO .32 .43 .30 .48 .51 .24 .29 .31 .27 .31 .56 KOG .36 .36 .28 .33 .55 .14 .25 .06 .08 .16 .46 GK -.08 .23 .04 .17 .20 .15 .08 .44 .49 .33 .29 SK .29 .15 .13 .15 .17 .11 -.11 .17 .19 .25 .15 AK .00 .02 .05 .10 .06 .11 .29 .01 .55 .30 .06 AU .14 .10 .01 .12 .13 .14 .20 .08 .38 .22 .12 ES .17 .18 .11 .17 .27 .17 .21 .22 .22 .26 .34 IS .36 .50 .33 .41 .60 .42 .16 .21 -.04 .04 .33 M 17.48 25.00 19.78 24.01 23.14 22.91 28.57 13.16 21.52 28.21 18.30 20.89 SD 5.30 5.78 6.64 6.13 6.79 6.67 4.89 4.80 6.19 5.66 5.57 6.93 d -0.1 -0.1 0.0 0.1 0.6 0.3 0.3 0.3 0.1 0.2 0.4 0.0 a .81 .83 .88 .76 .88 .90 .74 .80 .81 .77 .80 .86 Tabelle 3: Skaleninterkorrelationen des DAI für die Studentinnen der Stichprobe 2 a (kursiv, unterhalb der Diagonalen) und die Studentinnen der Stichprobe 1 von Schilling et al. (2004 b ), für die Stichprobe 2 ergänzt um Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD), Homogenitäten (Cronbachs a ) und Effektstärken (d) des Vergleichs mit Stichprobe 1 sowie interne Konsistenzen (vgl. den Text S. 191 zu den Skalenabkürzungen) a N = 264 listenweise vollständige Datensätze: p < .05 bei r > .11 b N = 223; p < .05 bei r > .13 194 Stephan Kröner et al. Methode Stichprobe. Wir befragten N = 296 Studentinnen, die an der Universität Erlangen-Nürnberg in Lehramts- Studiengängen eingeschrieben waren (Grundschule sowie Haupt- und Realschule). 2 Das Durchschnittsalter betrug 22.3 Jahre (SD = 4.0, Median der Studienerfahrung: drei Fachsemester). Variablen und Vorgehen Neben der DAI-Kurzform (Rost & Schermer, 2007) wurde das „NEO-Persönlichkeitsinventar nach Costa und McCrae, Revidierte Fassung“ (NEO-PI-R; Ostendorf & Angleitner, 2004) vorgegeben. Die Erhebungen fanden am ersten Termin des Semesters in verschiedenen Seminaren des Instituts für Psychologie statt. Auswertung Im ersten Schritt passten wir konfirmatorisch die bereichsübergreifende DAI-Modellstruktur aus Studie 1 an die Daten dieser Stichprobe an; das Vorgehen glich dem in Studie 1 gewählten. Fehlende Werte bei den konfirmatorischen Analysen schätzten wir mit dem in AMOS implementierten FIML-Algorithmus (Full Information Maximum Likelihood Schätzung) 3 . Im zweiten Schritt prüften wir im Rahmen eines Mehrgruppenvergleichs mit schrittweise zunehmenden Gleichheitsrestriktionen die Vergleichbarkeit der Modellstrukturen in Studie 1 und Studie 2. Das Vorgehen war analog zu dem bei der Prüfung der Geschlechtsäquivalenz in Studie 1 (Entscheidungskriterium: ∆ CFI < .01). Skalenmittelwertsdifferenzen beider Studentinnenstichproben wurden über die Effektgröße d ausgedrückt (vgl. Cohen, 1988). Im dritten Schritt ermittelten wir die bivariaten Korrelationen der DAI-Skalen mit den Big Five-Skalen des NEO-PI-R. Ergebnisse Psychometrische Kennwerte des DAI Deskriptive Statistiken und interne Konsistenzen der DAI-Skalen sind in Tabelle 3 wiedergegeben (kursive Werte). Insgesamt wiesen die Lehramtsstudentinnen in einigen Skalen höhere Angstwerte auf. Diese Unterschiede sind jedoch von zumeist geringer praktischer Bedeutsamkeit - lediglich in emotionaler Angstmanifestation wurde eine mittlere Effektstärke erreicht. Bereichsübergreifende DAI-Struktur Die Korrelationen der DAI-Skalen erschienen in beiden Studentinnenstichproben deskriptiv recht ähnlich (vgl. Tabelle 3). Die Modellanpassung der Daten aus Studie 2 war akzeptabel (TLI = .919; CFI = .930; RMSEA = .045; RMSEA-90 %: .039 - .050; c 2 = 906, df = 570). Erneut luden die Itemparcels hoch auf den zugehörigen Faktoren (minimales b = .52; maximales b = .92; Median b = .79), die Ladungen der Skalen auf den übergeordneten Bereichsfaktoren waren ebenfalls hoch: „Auslösebedingungen“ - RU: b = .56; WA: b = .70; SA: b = .49; „Manifestationen“ - PHY: b = .70; EMO: b = .89; KOG: b = .71; ES: b = .94; „COP ohne SK“ - GK: b = .48; AK: b = .71; AU: b = .71. Die latenten Korrelationen der Bereichsfaktoren AUS, MAN und IS waren erneut sehr hoch (.76 ≤ r ≤ .86). Da latente Korrelationen als messfehlerfrei gelten, verbleiben immer noch - bei Varianzüberlappungen zwischen 58 % und 74 % - hinreichend spezifische Varianzanteile (42 % bis 26 %), die die Trennung dieser drei Bereiche voneinander als sinnvoll erscheinen lassen. Die Separierung von externaler und internaler Stabilisierung gelang wiederum gut. Auch die Abgrenzung der Copingstrategie „SK“ von den weiteren Copingstrategien erwies sich abermals als sinnvoll (vgl. Tabelle 1). Äquivalenz der Modelle aus Studie 1 und Studie 2 Für das anhand der Studentinnendaten aus Studie 1 und Studie 2 simultan geschätzte erste Modell ohne Gleichheitsrestriktionen resultierte eine akzeptable Modellpassung (TLI = .909; CFI = .922, RMSEA = .036; RM- SEA-90 %: .033 - .039; c 2 = 1888, df = 1140). Sowohl bei den Daten aus Studie 1 als auch bei denen aus Studie 2 waren - wie erwähnt - sämtliche Faktoren und Bereichsfaktoren gut durch die entsprechenden Itemparcels indikatorisiert. Die meisten Korrelationskoeffizienten fielen in Studie 1 und Studie 2 recht ähnlich aus (vgl. Leistungsangst bei (Lehramts-)Studierenden 195 Tabelle 1). Das Modell mit identischen Ladungen der Itemparcels auf den entsprechenden Faktoren zeigte - so die Veränderungen der Fit- Kennwerte - gegenüber dem unrestringierten Modell keine bedeutsam schlechtere Anpassung (vgl. Modell 2 in Tabelle 4). Setzt man zusätzlich die Restriktionen gleicher Ladungen der Faktoren auf den Bereichsfaktoren (also RU, SA, WA auf AUS; PHY, EMO, KOG auf MAN; GK, AK, AU auf COP ohne SK) sowie gleicher Varianzen und Kovarianzen der Bereichsfaktoren AUS, MAN, COP ohne SK, SK, IS und ES, überschritt ∆ CFI in keinem Fall den kritischen Wert von .01 (vgl. Modelle 2 und 3 in Tabelle 4). Insofern war das funktional-theoretische Modell des DAI aus Studie 1 auch mit den Daten aus Studie 2 vereinbar. Psychometrische Kennwerte des NEO-PI-R Der Vergleich der Skaleninterkorrelationen, deskriptiven Statistiken und internen Konsistenzen des NEO-PI-R für die erhobene Stichprobe der Lehramtsstudentinnen ergab im Vergleich zur NEO-PI-R-Normstichprobe (vgl. Tabelle 5 sowie Ostendorf & Angleitner, 2004, S. 109) keinen Hinweis auf praktisch bedeutsame Verzerrungen der vorliegenden Stichprobe. Es traten lediglich kleine Korrelationsdifferenzen auf (vgl. Cohen, 1988), und zwar mit jeweils etwas engeren Zusammenhängen zwischen Verträglichkeit einerseits und Extraversion (q = .17) bzw. Offenheit für Erfahrungen (q = .14) andererseits sowie zwischen Neurotizismus und Offenheit (q = .13). Korrelation mit Persönlichkeit Erwartungsgemäß korrelierte NEO-PI-R-Neurotizismus positiv mit allen Skalen zu Angstauslösung und Manifestation sowie mit internaler Stabilisierung. Gleiches gilt für die Korrelation zwischen Extraversion und sozialbezogener Angstauslösung. Darüber hinaus hing Offenheit positiv mit Coping durch Relaxation und Modell Gleichheitsrestriktionen TLI CFI RMSEA 90 %- RMSEA c 2 df 1 ohne .909 .922 .036 ±.003 1888 1140 2 parcel-Ladungen .910 .922 .035 ±.003 1918 1164 3 parcel-Ladungen, Ladungen auf Bereichsfaktoren .911 .922 .035 ±.003 1921 1170 4 parcel-Ladungen, Ladungen auf Bereichsfaktoren, Faktorvarianzen und -kovarianzen .907 .917 .036 ±.003 1989 1191 Tabelle 4: Modellfits der konfirmatorischen Mehrgruppen-Faktorenanalysen für die Daten aus Studie 1 und Studie 2 getrennt, ohne (Modell 1) sowie mit entsprechenden Gleichheitsrestriktionen N E O A C RU .35 -.15 .08 .04 -.36 WA .42 -.15 .02 .01 -.11 SA .37 -.30 -.05 .02 -.19 AUS .53 -.29 .02 .03 -.30 PHY .40 -.07 .13 .01 -.16 EMO .57 -.24 .12 .07 -.21 KOG .34 -.12 .05 .03 -.17 MAN .55 -.18 .12 .05 -.23 GK .02 .16 .11 .08 .25 SK .18 .05 .05 -.20 -.31 AK -.07 .08 .38 .08 .17 AU .07 .09 .18 .03 -.05 ES .17 .15 .10 .26 -.04 IS .64 -.13 .10 .00 -.13 STAB .52 -.01 .12 .14 -.11 E -.22 O .18 .38 A -.10 .12 .16 C -.35 .11 -.08 .04 Tabelle 5: Korrelationen der NEO-PI-R-Skalen untereinander sowie mit den DAI-Skalen für N = 264 vollständige Datensätze Anmerkung: p < .05 bei |r| > .11; kursiv: |r| > .25 196 Stephan Kröner et al. Antizipation zusammen, und Verträglichkeit korrelierte positiv mit externaler Stabilisierung. Außerdem kovariierte Gewissenhaftigkeit positiv mit Gefahrenkontrolle durch produktives Arbeitsverhalten sowie negativ mit Situationskontrolle durch Vermeiden und Mogeln und mit Repertoire-Unsicherheit (vgl. Tabelle 5). Diskussion Studie 2 Die Replikation des DAI-Modells aus Studie 1 gelang. Auch die Korrelationen zwischen Neurotizismus und den auf den Kern des Angstkonstrukts bezogenen DAI-Skalen „Auslösung“, „Manifestation“ und „internale Stabilisierung“, sowie zwischen Extraversion und sozialbezogener Angstauslösung traten in aus Schülerstichproben bekannter Höhe auf. Außerdem ergaben sich einige bedeutsame Zusammenhänge zu den erstmals gemeinsam mit dem DAI untersuchten Big-Five-Dimensionen „Offenheit“, „Verträglichkeit“ und „Gewissenhaftigkeit“, auf die wir kurz eingehen: Die Beziehung zwischen Offenheit für Erfahrungen und Angstkontrolle durch Relaxation und Antizipation erscheint, wenn auch von uns nicht erwartet, plausibel. So setzt beispielsweise eine zustimmende Antwort für das DAI-Item „Um meine Angst zu bewältigen, mache ich Yoga oder Entspannungsübungen“ ein Mindestmaß an Aufgeschlossenheit gegenüber neuen Erfahrungen voraus. Als Interpretation für die in Erwägung gezogene Korrelation „Verträglichkeit - externale Stabilisierung“ bietet sich an, dass verträgliche Studierende - im Gegensatz zu weniger verträglichen - Lehrende als eher unterstützend wahrnehmen, mit einem die Leistungsängstlichkeit stabilisierenden Effekt. Der vermutete Zusammenhang von Verträglichkeit und sozialbezogener Angstauslösung zeigte sich dagegen nicht. Erwartungsgemäß korreliert Gewissenhaftigkeit positiv mit Repertoire-Unsicherheit und negativ mit Situationskontrolle durch Vermeiden und Mogeln; gewissenhafte Studierende scheinen also im Gegensatz zu weniger gewissenhaften durch regelmäßige Seminarteilnahme, sorgfältigere Prüfungsvorbereitung und andere pädagogisch erwünschte Lern- und Arbeitsverhalten besser in der Lage zu sein, potenziell Leistungsängstlichkeit auslösenden Situationen zu begegnen, und sie scheinen deshalb in derartigen Situationen weniger genötigt zu sein, auf Verhaltensweisen wie Spickzettel und Mogeln zurückzugreifen. Diese Vermutungen sollten in eigens dafür angelegten Studien genauer untersucht werden. Trotz der berichteten Korrelationen können die Big Five nicht etwa als Ersatz für eine Leistungsängstlichkeits-Diagnostik per DAI genutzt werden: Zum einen erschweren sie als sehr breit angelegte, situations- und inhaltsunspezifische Persönlichkeitsdimensionen den Nachweis differenzieller Beziehungen zu bereichs- und inhaltsspezifischen Traits wie Prüfungsangst; zu differenziellen Validitäten einzelner DAI-Bereiche bzw. Skalen siehe die vielfältigen Belege im DAI-Maual (Rost & Schermer, 2007, S. 93 - 109). Zum anderen belegt das in Tabelle 5 wiedergegebene Korrelationsmuster durch die aufgewiesenen differentiellen Zusammenhänge die Bedeutsamkeit der Separierung der diversen Angstfacetten. Um nur auf einige Beispiele hinzuweisen: Innerhalb des Manifestationsbereichs korrelierte RU mit Neurotizismus (N: r = .35) und Gewissenhaftigkeit (C: r = -.36), während WA lediglich zu N eine merkliche Beziehung (r = .42) aufwies, nicht aber zu C (r = -.11). Wieder anders liegen die Verhältnisse bei WA. Dort zeigten sich nennenswerte Beziehungen zu N (r = .37, zu E (n = -.30) und abgeschwächt zu C (r = -.19). Auch zwischen den Bereichen lassen sich differenzielle Zusammenhänge beobachten: Beispielsweise korrelierte IS mit N höher als AUS mit N (r = .64 vs. r = .53; 15 % Varianzüberlappungsdifferenz). Zu diskutieren bleibt die Beschränkung der Stichprobe auf weibliche Lehramtsstudierende. Angesichts der im Rahmen von Studie 1 belegten Äquivalenz der DAI-Struktur über männliche und weibliche Probanden hinweg erscheint uns die Beschränkung auf weibliche Studierende wenig bedenklich. Auch Gründe für eine unterschiedliche Einbettung der DAI- Leistungsangst bei (Lehramts-)Studierenden 197 Skalen in das nomologische Netzwerk der Big Five je nach Studiengang können wir derzeit nicht erkennen. Dennoch sollten in künftigen Studien die Einbettung der DAI-Skalen in das nomologische Netzwerk von Persönlichkeitsvariablen für verschiedene Personengruppen vertiefend untersucht werden, insbesondere auch im Vergleich zu anderen bewährten Verfahren zur Erfassung der Leistungsängstlichkeit (vgl. z. B. Rost & Schermer, 1992). Durch Erhebung insgesamt größerer Stichproben könnte so auch die simultane Analyse einer größeren Zahl von Variablen ermöglicht werden. Dabei sollten auch Studierende anderer Studienrichtungen einbezogen werden, um eventuelle Zweifel auszuräumen. Gesamtdiskussion Die Bestätigung des DAI-Modells in beiden Stichproben spricht für die Konstruktvalidität dieses Verfahrens. Auch die Ergebnisse zu den Zusammenhängen mit den Big Five lassen sich als Indizien für die Konstruktvalidität des DAI interpretieren: Neben einer Generalisierung der auf Schülerinnen und Schüler bezogenen Befunde zur Korrelation der DAI-Skalen mit Neurotizismus und Extraversion an Studierenden konnten theoretisch plausible Beziehungen zu Offenheit, Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit aufgezeigt werden. Konfirmatorische Analysen bestätigten das DAI-Modell für Männer und Frauen in Studie 1 sowie an einer unabhängigen Studentinnenstichprobe (Studie 2). Die teilweise hohen Korrelationen zwischen „Auslösung“, „Manifestation“ und „internaler Stabilisierung“ weisen darauf hin, dass diese den „Kern“ des Leistungsängstlichkeitskonstrukts darstellen. Copingstrategien und externale Stabilisierung sind hiervon deutlicher abgrenzbar. Nochmals sei darauf hingewiesen, dass eine funktionale Perspektive - wie sie dem DAI zugrunde liegt - und eine Strukturperspektive - wie sie dem Modell einer konfirmatorischen Faktorenanalyse zugrunde liegt - theoretisch nicht vollständig kongruent sein müssen. Im DAI-Manual heißt es hierzu: „Funktionale Ähnlichkeiten oder Differenzen sind aber nicht notwendigerweise identisch mit empirisch-deskriptiven Zusammenhängen“ (Rost & Schermer, 1997, S. 88). In Studie 2 wurden in der vorliegenden Arbeit erstmals für Frauen (Studentinnen der Erziehungswissenschaft) Zusammenhänge der DAI-Skalen mit den Big Five untersucht. Die für Jugendliche bekannten Zusammenhänge mit Extraversion und Neurotizismus konnten repliziert werden. Zudem wurden neue Erkenntnisse zum Zusammenhang mit Offenheit, Verträglichkeit und Neurotizismus gewonnen. Hinweise darauf, dass eine getrennte Betrachtung der Skalen des „Kerns“ der Leistungsängstlichkeit außerdem sinnvoll ist, liefern die differenziellen Korrelationen mit den Big Five bei Studierenden. Offen bleibt, ob diese Befunde auf andere Studienfächer generalisierbar sind. Dies gilt ebenso für die Frage, ob die gefundenen Mittelwertsunterschiede zwischen den Studentinnen in Studie 1 und Studie 2 stichprobenspezifische Besonderheiten darstellen, oder ob sich Lehramtsstudentinnen generell durch höhere Werte in emotionaler Angstmanifestation auszeichnen. Bei Schilling et al. (2004) fanden sich ebenfalls Mittelwertsunterschiede hinsichtlich der Fächer Jura und Medizin, die nicht durch das Geschlecht moderiert wurden. Welche Rolle hier Studienfachspezifika wie das Ausmaß an Prüfungsbelastungen oder Fremdselektion und Selbstselektion unterschiedlicher Teilpopulationen von Abiturienten zu Studienfächern spielen, bleibt eine relevante Frage. Ihre Klärung ist insbesondere im Hinblick auf Studien(wahl)beratung, Beratung, Intervention und Prävention von Leistungsängstlichkeit bei Studierenden wichtig. Hierzu - sowie zur Ermittlung der zeitlichen Stabilität und weiterer kriterienbezogener und insbesondere prognostischer Validitäten - ist die Anlage umfangreicher Längsschnittuntersuchungen notwendig. Insgesamt sprechen die Ergebnisse für den Einsatz des DAI in der Leistungsängstlichkeitsdiagnostik bei Studenten - als Forschungsinstrument, aber auch in der Individualdiagnostik. 198 Stephan Kröner et al. Anmerkungen 1 Die Zusammenhänge mit den weiteren DAI-Skalen wurden von Rost und Schermer (1997) nicht untersucht. 2 Die Auswertung beschränkt sich auf Studentinnen, da in diesen Lehramtsstudiengängen an diesem Ort kaum männliche Studenten eingeschrieben sind. 3 In Relation zur Größe des Datensatzes waren die Daten vergleichsweise vollständig. Es traten maximal 24 fehlende Werte pro Item auf. Dies ging weitgehend darauf zurück, dass bei 23 Personen die Coping-Skalen auf der Rückseite des letzten Blattes abgedruckt waren und deshalb vermutlich übersehen wurden, sodass die Werte für sämtliche Items dieser Skalen fehlten. Die fehlenden Werte sind daher insgesamt wahrscheinlich nicht von der Ausprägung auf der Variablen selbst abhängig. Auch von der Ausprägung anderer beteiligter Variablen sind die fehlenden Werte nicht abhängig, wie t-Tests für unabhängige Stichproben zeigen. Diese ergaben hier in keinem Fall statistisch signifikante Unterschiede auf einem Alpha-Niveau von p < .05. Die Daten können demnach zumindest als missing at random, wenn nicht gar als missing completely at random bezeichnet werden (vgl. Lüdtke, Robitzsch, Trautwein & Köller, 2007). Literatur Bandalos, D. L. & Finney, S. J. (2001). Item parceling issues in structural equation modeling. In G. A. Marcoulides & R.E. Schumacker (Eds.), New developments and techniques in structural equation modeling (pp. 269 - 296). Mahwah, NJ: Erlbaum. Bentler, P. M. (1990). Comparative fit indices in structural equation modelling. Psychological Bulletin, 107, 238 - 246 Byrne, B. M. (2001). Structural equation modelling with AMOS: Basic concepts, applications, and programming. Mahwah, NJ: Erlbaum. Cheung, G. W. & Rensvold, R. B. (2002). Evaluating Goodness-of-Fit Indexes for Testing Measurement Invariance. Structural Equation Modeling, 9, 233 - 255. Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. (2nd ed.) Hillsdale, NJ: Erlbaum. Eggert, D. (1983). Eysenck-Persönlichkeits-Inventar (E-P-I). Göttingen: Hogrefe. Eysenck, H. J. & Eysenck, S. B. G. (1968). The manual to the Eysenck-Personality Inventory. San Diego: Educational and Industrial Testing Service. Fahrenberg, J., Hampel, R. & Selg, H. (1984). Das Freiburger Persönlichkeitsinventar (F-P-I). Göttingen: Hogrefe. Hahne, R., Lohmann, R., Krzyszycha, K., Österreich, S. & App, A. (1999). Studium und psychische Probleme. Sonderauswertung zur 15. Sozialerhebung des Deutschen Studentenwerks. Bonn: Deutsches Studentenwerk. Hodapp, V. (1991). Das Prüfungsängstlichkeitsinventar TAI-G: Eine erweiterte und modifizierte Version mit vier Komponenten. Zeitschrift für Pädagogische Psychologie, 5, 121 - 130. Kelley, T. L. (1927). Interpretation of educational measurements. New York: World Book. Knigge-Illner, H. (2002). Psychosoziale Probleme Studierender im Wandel der Zeiten aus der Sicht psychologischer Beratung. Gruppendynamik und Organisationsberatung, 33, 43 - 56. Little, T. D., Cunningham, W. A., Shahar, G. & Widaman, K. F. (2002). To parcel or not to parcel: Exploring the question, weighing the merits. Structural Equation Modeling, 9, 151 - 173. Lüdtke, O. Robitzsch, A., Trautwein, U. & Köller, O. (2007). Umgang mit fehlenden Werten in der psychologischen Forschung - Probleme und Lösungen. Psychologische Rundschau, 58, 103 - 117. Marsh, H. W., Craven, R. & Debus, R. (1999). Separation of competency and affect components of multiple dimensions of academic self-concept: A developmental perspective. Merrill-Palmer Quarterly, 45, 567 - 601. McCrae, R. R. & Costa, P. T. (1997). Personality trait structure as a human universal. American Psychologist, 52, 509 - 516. Musch, J. & Bröder, A. (1999). Psychometrische Eigenschaften und Validität des multidimensionalen Prüfungsängstlichkeitsinventars TAI-G. Zeitschrift für Pädagogische Psychologie, 13, 100 - 105. Netemeyer, R. G., Boles, J. S. & McMurrian, R. (1996). Development and validation of work-family conflict and family-work conflict scales. Journal of Applied Psychology, 81, 400 - 410. Ostendorf, F. & Angleitner, A. (2004). NEO-Persönlichkeitsinventar nach Costa und McCrae. Revidierte Fassung (NEO-PI-R). Göttingen: Hogrefe. Quast, H.-H., Jerusalem, M. & Sarason, I. G. (1986). Reaktionstendenzen gegenüber Tests RTT-G. In R. Schwarzer (Hrsg.), Skalen zur Befindlichkeit und Persönlichkeit (Forschungsbericht 5, S. 139 - 155). FU Berlin: Institut für Psychologie und Pädagogische Psychologie. Rost, D. H. & Schermer, F. (1997). Differentielles Leistungsangst Inventar (DAI). Frankfurt: Swets Test Services. Rost, D. H. & Schermer, F. (2007). Differentielles Leistungsangst Inventar (DAI) (2. Aufl.). Frankfurt: Harcourt Test Services. Sarason, I. G. (1984). Stress, anxiety and cognitive interference: Reactions to tests. Journal of Personality and Social Psychology, 46, 929 - 938. Schilling, S. R., Rost, D. H. & Schermer, F. J. (2004). Zur Brauchbarkeit des Differentiellen Leistungsangst Inventars (DAI) bei Studenten: faktorielle Struktur und psychometrische Kennwerte. Diagnostica, 50, 49 - 57. Schwanzer, A. (2007). Beratung - ein Gespräch hilft weiter. Nürnberg: Erziehungswissenschaftliche Fakultät der FAU Erlangen-Nürnberg. Verfügbar unter: http: / / www.beratungsstelle.ewf.uni-erlangen.de/ wordpress/ ? page_id=2 [19. 9. 2007] Soeder, U., Bastine, R. & Holm-Hadulla, R. M. (2001). Empirische Befunde zu psychischen Beeinträchtigungen von Studierenden. In R. M. Holm-Hadulla (Hrsg.), Psychische Schwierigkeiten von Studierenden (S. 158 - 187). Göttingen: Vandenhoeck & Rupprecht. Spielberger, C. D. (1980). Test anxiety inventory. Preliminary professional manual. Palo Alto, CA: Consulting Psychologists Press. Leistungsangst bei (Lehramts-)Studierenden 199 Autorenhinweis Prof. Dr. Stephan Kröner Dr. Horst Zeinz Empirische Unterrichtsforschung Zentralinstitut für Lehr-Lernforschung (ZiLL) Friedrich-Alexander-Universität Erlangen-Nürnberg Regensburger Str. 160 D-90478 Nürnberg Tel.: (09 11) 53 02-1 67 Fax: (09 11) 53 02-1 66 E-Mail: stephan.kroener@ewf.uni-erlangen.de htzeinz@ewf.uni-erlangen.de Dr. Jörn R. Sparfeldt Prof. Dr. Dr. Detlef H. Rost AG „Pädagogische Psychologie & Entwicklungspsychologie“ Philipps-Universität Marburg Fachbereich Psychologie Gutenbergstr. 18 D-35032 Marburg Tel.: ++49 64 21 2 82 36 53 Fax: ++49 64 21 2 82 39 10 E-Mail: sparfeldt@staff.uni-marburg.de rost@staff.uni-marburg.de Prof. Dr. Susanne Buch Philosophische Fakultät III - Empirische Humanwissenschaften Fachrichtung 5.1 Erziehungswissenschaft Universität des Saarlandes D-66123 Saarbrücken Tel.: ++49 6 81 3 02 25 31 Fax: ++49 6 81 3 02 43 73 E-Mail: s.buch@mx.uni-saarland.de