eJournals Psychologie in Erziehung und Unterricht 62/3

Psychologie in Erziehung und Unterricht
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0342-183X
Ernst Reinhardt Verlag, GmbH & Co. KG München
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2015
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Schulisches Wohlbefinden am Schulanfang im Selbst- und Fremdurteil: Einflüsse familiärer Struktur- und Prozessmerkmale

71
2015
Corina Wustmann Seiler
Marianne Schüpbach
Walter Herzog
Ziel der vorliegenden Studie ist es, die Entwicklung des mehrdimensionalen schulischen Wohlbefindens von Grundschülerinnen und -schülern in den ersten zwei Schuljahren mehrperspektivisch im Selbst- und Fremdurteil von Schülerinnen und Schülern sowie Eltern unter Berücksichtigung familiärer Struktur- und Prozessmerkmale zu untersuchen. Ergebnisse latenter Wachstumskurvenmodelle zeigen sowohl im Urteil der Schülerinnen und Schüler als auch im elterlichen Urteil interindividuelle Unterschiede im schulischen Wohlbefinden am Schulanfang. Dabei lassen sich positive Effekte familialer Entwicklungsförderung und Stimulation für die Abwesenheit von Sorgen, sozialen Problemen sowie körperlichen und psychischen Beschwerden nachweisen. Hingegen wirkt ein hoher sozioökonomischer Status ungünstig auf das Vorliegen positiver Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule. Aus der Sicht der Schülerinnen und Schüler nimmt das schulische Wohlbefinden im Zeitverlauf zu, im Urteil der Eltern hingegen ab. Die Eltern schätzen jedoch das schulische Wohlbefinden zu allen Zeitpunkten höher ein als die Schülerinnen und Schüler selbst.
3_062_2015_003_0174
n Empirische Arbeit Psychologie in Erziehung und Unterricht, 2015, 62, 174 -187 DOI 10.2378/ peu2015.art14d © Ernst Reinhardt Verlag München Basel Schulisches Wohlbefinden am Schulanfang im Selbst- und Fremdurteil: Einflüsse familiärer Struktur- und Prozessmerkmale Corina Wustmann Seiler 1 , Marianne Schüpbach 2 , Walter Herzog 3 1 Marie Meierhofer Institut für das Kind, Zürich 2 Universität Bamberg 3 Universität Bern Zusammenfassung: Ziel der vorliegenden Studie ist es, die Entwicklung des mehrdimensionalen schulischen Wohlbefindens von Grundschülerinnen und -schülern in den ersten zwei Schuljahren mehrperspektivisch im Selbst- und Fremdurteil von Schülerinnen und Schülern sowie Eltern unter Berücksichtigung familiärer Struktur- und Prozessmerkmale zu untersuchen. Ergebnisse latenter Wachstumskurvenmodelle zeigen sowohl im Urteil der Schülerinnen und Schüler als auch im elterlichen Urteil interindividuelle Unterschiede im schulischen Wohlbefinden am Schulanfang. Dabei lassen sich positive Effekte familialer Entwicklungsförderung und Stimulation für die Abwesenheit von Sorgen, sozialen Problemen sowie körperlichen und psychischen Beschwerden nachweisen. Hingegen wirkt ein hoher sozioökonomischer Status ungünstig auf das Vorliegen positiver Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule. Aus der Sicht der Schülerinnen und Schüler nimmt das schulische Wohlbefinden im Zeitverlauf zu, im Urteil der Eltern hingegen ab. Die Eltern schätzen jedoch das schulische Wohlbefinden zu allen Zeitpunkten höher ein als die Schülerinnen und Schüler selbst. Schlüsselbegriffe: Schulisches Wohlbefinden, Grundschule, Längsschnittstudie, Selbst- und Fremdurteil, soziale Herkunft Selfand Proxy-Reports of Well-Being in Primary School: Effects of Structural and Processual Aspects of Social Background Summary: The present study focuses on agreement and discrepancies in students’ self-reports and parent proxy-reports on the development of students’ well-being in primary school from the beginning of 1 st to the end of 2 nd grade considering structural and processual aspects of social background. Second-order latent growth curve models show significant interindividual differences for the intercept factors in both perspectives. Positive effects of home learning environment were found for the absence of school worries, social problems as well as physical and psychological complaints, whereas negative effects of socioeconomic status were proven for positive attitudes and emotions towards school. While students reported of an increasing well-being in school, parents observed a downward trend. However, parent proxy-ratings were each time significantly higher than students’ self-reports. Keywords: Well-being in school, primary school, longitudinal study, selfand proxy-reports, social background In der Erforschung des schulischen Wohlbefindens haben sich in jüngerer Zeit Mehrkomponentenmodelle etabliert, welche das Zusammenspiel von kognitiven, emotionalen und physiologischen Faktoren betonen (z. B. Hascher, 2004; Konu & Lintonen, 2006). Hascher (2004) differenziert sechs Komponenten des schulischen Wohlbefindens, die sowohl für das Grundschulalter als auch die Sekundarstufe empirisch bestätigt wurden (Hascher & Hage- Schulisches Wohlbefinden am Schulanfang 175 nauer, 2011; Hascher, Hagenauer & Schaffer, 2011; Wustmann Seiler, 2012): Positive Einstellungen gegenüber der Schule, Freude und Anerkennung in der Schule, schulischer Selbstwert, keine Sorgen wegen der Schule, keine sozialen Probleme in der Schule und keine körperlichen Beschwerden. Mehrdimensionale Ansätze ermöglichen es, Einflussfaktoren des schulischen Wohlbefindens differenzierter zu ergründen. So konnte Hascher (2004) z. B. aufzeigen, dass die sozialen und didaktischen Kompetenzen der Lehrperson sich als förderlich für die positiven Schuleinstellungen erweisen, während die Sorgen und körperlichen Beschwerden mit dem erlebten Leistungsdruck einhergehen. Bereits für das Grundschulalter wurde - analog der Sekundarstufe - ein kontinuierlicher Abwärtstrend des schulischen Wohlbefindens festgestellt (Abt Gürber, 2012; Eder, 2007; Gisdakis, 2007). Dabei werden vermehrte soziale Vergleiche sowie abnehmende optimistische Selbsteinschätzungen der Schülerinnen und Schüler als Ursachen diskutiert. Schulisches Wohlbefinden im Selbst- und Fremdurteil Mehrperspektivische Analysen, in denen neben der Selbstbeurteilung der Schülerinnen und Schüler auch Fremdeinschätzungen einbezogen werden, können Anhaltspunkte zur Konstruktvalidität der Einschätzungen von Kindern, gerade im frühen Schulalter, bieten. Im Kontext des schulischen Wohlbefindens liegen jedoch erst wenige Multi-Informant-Untersuchungen vor (Abt Gürber, 2012; Gisdakis, 2007; Schneider, 2005; Wustmann Seiler, 2012). Im Rahmen des DJI-Kinderpanels wurde das schulische Wohlbefinden aus der Sicht der Schülerinnen und Schüler sowie deren Mütter im Verlauf der Grundschule untersucht (Gisdakis, 2007; Schneider, 2005). Dabei wurden positive Zusammenhänge im mittleren Bereich (r = .45) ermittelt. Aus der Perspektive der Mütter fiel das schulische Wohlbefinden ihrer Kinder in der zweiten und dritten Klassenstufe geringer aus als in deren Selbsturteil. Auch Abt Gürber (2012) erfasste das schulische Wohlbefinden in der Schuleingangsstufe in der Einschätzung der Kinder und Eltern. Dabei zeigten sich nur geringe Zusammenhänge zwischen Selbst- und Fremdurteil (r = .18 - .21). Die Eltern schätzten das schulische Wohlbefinden ihrer Kinder höher ein als die Kinder selbst. In der Untersuchung von Wustmann Seiler (2012) wurde das schulische Wohlbefinden von Erst- und Zweitklässlern sowohl im Selbsturteil der Schülerinnen und Schüler als auch im Fremdurteil der Eltern und Lehrkräfte mehrdimensional erfasst. Die Zusammenhänge zwischen der Einschätzung von Schülerinnen und Schülern, Eltern und Klassenlehrpersonen lagen im niedrigen bis mittleren Bereich (r = .05 - .51). Die höchsten Übereinstimmungen wurden bei den positiven Schuleinstellungen, die niedrigsten bei der Abwesenheit körperlicher und psychischer Beschwerden festgestellt. Helmke (1993) fand für die Lernfreude ebenfalls geringe bis moderate Zusammenhänge zwischen dem Selbsturteil der Schülerinnen und Schüler und dem Urteil der Eltern und Lehrkräfte in den ersten vier Schuljahren (r = .19 - .36). Allerdings nahm die Konkordanz mit den Schuljahren zu. Ähnliche Befunde finden sich in der Einschätzung schulbezogener Kompetenzüberzeugungen (z. B. Spinath & Spinath, 2005). In den Vergleichen zwischen Selbst- und Fremdurteil offenbaren sich somit sowohl Gemeinsamkeiten als auch Unterschiede. Ein Verzicht auf die Selbsteinschätzung der Schülerinnen und Schüler wäre bei der Erfassung selbstbezogener Wahrnehmungen und Einstellungen ein bedeutender Informationsverlust. So gibt es zahlreiche Belege dafür, dass bereits junge Kinder in der Lage sind, differenziert über sich selbst und ihre Fähigkeiten Auskunft zu geben (z. B. Marsh, Ellis & Craven, 2002; Müller, Wustmann Seiler, Perren & Simoni, 2014). Die Eltern erweisen sich ihrerseits beim Schuleintritt als wichtige Ansprechpartner und Beobachter ihrer Kinder: So stellt die familiale Unterstützung einen Schutzfaktor bei der Übergangsbewältigung dar (z. B. Grotz, 2005). 176 Corina Wustmann Seiler et al. Schulisches Wohlbefinden und soziale Herkunft Zahlreiche Untersuchungen haben die Bedeutung des sozialen, kulturellen und ökonomischen Kapitals der Familie für den Bildungsverlauf von Schülerinnen und Schülern aufgezeigt (z. B. Bos, Schwippert & Stubbe, 2007; Ditton & Krüsken, 2009). Bereits bei Schuleintritt unterscheiden sich die Schülerinnen und Schüler in ihren sprachlichen und mathematischen Kompetenzen je nach ihrer sozialen Herkunft. Dabei wird neben familialen Strukturmerkmalen (z. B. sozioökonomischer Status, Bildungsniveau der Eltern, Migrationsstatus) den familialen Anregungs- und Lernbedingungen sowie dem schulbezogenen Elternverhalten - als sogenannte Prozessmerkmale sozialer Herkunft (z. B. elterliche Stimulation, Motivation und Unterstützung, kulturelle und lernrelevante Besitztümer und Aktivitäten) - eine bedeutende Rolle zugeschrieben (z. B. Helmke & Weinert, 1997; Melhuish et al., 2008; Tillack & Mösko, 2013; Watermann & Baumert, 2006). Letztere umschreiben familiäre kulturelle und kommunikative Praxen. Empirische Belege zum Verhältnis des schulischen Wohlbefindens in der Grundschule und der sozialen Herkunft der Schülerinnen und Schüler finden sich bislang jedoch erst wenige. In der Untersuchung von Abt Gürber (2012) zeigte sich ein negativer Zusammenhang zwischen sozioökonomischem Status und schulischem Wohlbefinden von Schülerinnen und Schülern in der Schuleingangsstufe. Schneider (2005) konnte Effekte der Schichtzugehörigkeit (operationalisiert durch Bildungsabschluss der Eltern, Einkommen und elterliche Berufstätigkeit) auf das schulische Wohlbefinden von 8bis 9-jährigen Schülerinnen und Schülern nachweisen. Dabei wiesen Schülerinnen und Schüler aus niedrigeren sozialen Schichten geringere Werte auf. Zudem gaben Mütter aus niedrigeren sozialen Schichten mehr Schulbelastungen ihres Kindes an (z. B. Kopf- und Bauchschmerzen vor Tests, Sorgen um das Abschneiden am nächsten Tag). Im weiteren Grundschulverlauf hoben sich die Differenzen jedoch auf (Gisdakis, 2007). Dafür konnte ein Einfluss der Armutslage auf das schulische Wohlbefinden festgestellt werden. Hierbei offenbarte sich ein unerwartet positiver Effekt bei Schülerinnen und Schülern aus armutsbetroffenen Familien (unter 40 % des Medianeinkommens): Schülerinnen und Schüler aus solchen Familien fühlen sich in der Schule wohler als jene aus armutsgefährdeten, armutsnahen oder nichtarmen Elternhäusern. Dahinter wird vermutet, dass sie die Schule als einen protektiven Ort wahrnehmen, der neue Erfahrungswelten und verlässliche Beziehungen eröffnet. Zusammenfassung und Fazit für die eigene Untersuchung (1) Die Befundlage zum schulischen Wohlbefinden in der Grundschule im Selbst- und Fremdurteil von Schülerinnen und Schülern sowie Eltern ist divergent. So finden sich Belege für höhere und tiefere Bewertungen der Eltern im Vergleich zu den Schülerinnen und Schülern. Vergleichende Analysen zwischen Selbst- und Fremdurteil im Verlauf des mehrdimensionalen schulischen Wohlbefindens stehen bislang aus. Insbesondere für den Schulanfang könnten daraus wichtige Erkenntnisse im Hinblick auf die Bewältigung des Übergangs in die Schule gewonnen werden. So zeigt die Transitionsforschung beispielsweise, dass die Berücksichtigung der Perspektiven von Kindern, Eltern und Pädagoginnen und Pädagogen eine notwendige Voraussetzung zum Verständnis der Übergangsbewältigung darstellt (Griebel & Niesel, 2011). (2) Bislang liegen erst einzelne Untersuchungen vor, in denen der Zusammenhang zwischen schulischem Wohlbefinden und sozialer Herkunft der Schülerinnen und Schüler untersucht wurde. Dabei fehlen Studien, in denen das schulische Wohlbefinden als mehrdimensionales Konstrukt einbezogen wurde. Auch wurden lediglich strukturelle Merkmale, keine Prozessmerkmale sozialer Herkunft berücksichtigt. Watermann und Bau- Schulisches Wohlbefinden am Schulanfang 177 mert (2006) sprechen sich jedoch für die simultane Aufnahme von Struktur- und Prozessmerkmalen familiärer Lebensbedingungen aus: So sei die Indizierung der familiären Herkunft allein durch Strukturmerkmale theoretisch unbefriedigend. Fragestellungen Die vorliegende Studie verfolgt das Ziel, die Entwicklung des mehrdimensionalen schulischen Wohlbefindens von Grundschülerinnen und -schülern in den ersten zwei Schuljahren mehrperspektivisch im Selbst- und Fremdurteil von Schülerinnen und Schülern sowie Eltern unter Berücksichtigung familiärer Struktur- und Prozessmerkmale zu untersuchen: (1) Wie entwickelt sich das schulische Wohlbefinden von Grundschülerinnen und -schülern im Selbst- und Fremdurteil in den ersten zwei Schuljahren? (2) Stimmen die Angaben der Schülerinnen und Schüler zu ihrem schulischen Wohlbefinden mit den korrespondierenden Beurteilungen durch die Eltern überein? (3) Welchen Einfluss haben familiäre Struktur- und Prozessmerkmale auf den Ausgangswert und Verlauf des schulischen Wohlbefindens? Methode Stichprobe Die Forschungsfragen wurden im Rahmen einer Längsschnittstudie mit drei Messzeitpunkten untersucht: zu Beginn des ersten Schuljahres, am Ende des ersten Schuljahres und am Ende des zweiten Schuljahres (Schüpbach, 2010). Die Stichprobe bestand zum ersten Messzeitpunkt aus 521 Erstklässlerinnen und Erstklässlern und deren Familien aus 70 Klassen in 56 Schulen und 11 Deutschschweizer Kantonen. Für die Auswahl der Schulen und Klassen wurde eine nach Kantonen und Schulhäusern geschichtete Zufallsauswahl vorgenommen. Anschließend wurden durchschnittlich neun Schülerinnen und Schüler pro Klasse gezogen. Davon waren 48,1 % Mädchen und 51,8 % Jungen. Die Schülerinnen und Schüler waren zu Beginn rund sieben Jahre alt (M = 6.98, SD = 0.47). 89,9 % der Schülerinnen und Schüler sprechen in ihrer Familie Schweizerdeutsch, 80,3 % verfügen über einen Schweizer Pass. 31,9 % der Schülerinnen und Schüler haben mindestens einen Elternteil mit einem Universitätsabschluss. Zum dritten Messzeitpunkt waren noch 437 Schülerinnen und Schüler an der Untersuchung beteiligt (83,9 % der Ausgangsstichprobe; n = 228 Jungen, n = 208 Mädchen). Die Stichprobenausfälle (n = 84) begründen sich in Klassen- und Schulwechseln, im Wegzug der Schülerinnen und Schüler oder in nachträglichen Teilnahmeverweigerungen durch die Eltern. Die Ausfälle verteilen sich gleichmäßig über das Geschlecht der Schülerinnen und Schüler und die erhobenen sozioökonomischen Merkmale der Familien. Bei der Befragung der Eltern konnte zu allen drei Zeitpunkten ein zufriedenstellender Rücklauf verzeichnet werden (t1: 92,5 %, t2: 75,8 %, t3: 78,1 %). Fehlende Angaben beruhen ebenfalls auf keinen systematischen Verzerrungen. Erhebungsinstrumente Schulisches Wohlbefinden im Urteil der Schülerinnen und Schüler Das schulische Wohlbefinden der Schülerinnen und Schüler wurde anhand eines Fragebogens zu den drei genannten Messzeitpunkten erhoben. Die Befragung fand innerhalb einer normalen Unterrichtsstunde statt. Sie wurde durch die Klassenlehrperson oder geschulte Erheberinnen und Erheber ausgeführt. Alle Items und Antwortmöglichkeiten wurden den Schülerinnen und Schülern laut vorgelesen. Dazu wurden standardisierte, wortgenaue Instruktionen für die Lehrpersonen oder Erheberinnen und Erheber entwickelt. Piktogramme und Symbole dienten den Schülerinnen und Schülern zur Orientierung im Fragebogen (Wustmann Seiler, 2012). Jede Fragebogenseite enthält maximal zwei Items, welche mit einem großen A und B gekennzeichnet sind. Vor Beginn der Erhebung wurde den Schülerinnen und Schülern das Vorgehen erklärt und anhand von Beispielen mit ihnen mehrmals erprobt. Folgende vier Skalen gehen in die Untersuchung ein: (1) Positive Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule (PSE, fünf Items, z. B. Ich gehe gerne in die Schule, Cronbachs a = .81 - .84), (2) Keine Sorgen wegen der Schule (KSO, drei Items, z. B. In der letzten Zeit habe ich mir oft Sorgen gemacht, wie ich die Aufgaben in der Schule schaffe, Cronbachs a = .68 - .70), (3) Keine sozialen Probleme in der Schule (KSP, vier Items, z. B. 178 Corina Wustmann Seiler et al. In der letzten Zeit hatte ich oft Streit mit Schulkameraden, Cronbachs a = .65 - .77), (4) Keine körperlichen und psychischen Beschwerden (KBE, vier Items, z. B. Wie oft hattest du in den letzten Wochen Bauchweh? , Cronbachs a = .60 - .69). Die Items wurden auf einer vierstufigen Skala geratet. Dabei konnten die Schülerinnen und Schüler zwischen vier verschiedenfarbigen und unterschiedlich großen Antwortkreisen auswählen: Großer dunkelgrüner Kreis = Diesem Satz stimme ich überhaupt nicht zu, kleiner hellgrüner Kreis = Diesem Satz stimme ich eher nicht zu, kleiner hellblauer Kreis = Diesem Satz stimme ich ein bisschen zu, großer dunkelblauer Kreis = Diesem Satz stimme ich voll und ganz zu (Schüpbach, 2010; Wustmann Seiler, 2012). Die Farben verweisen auf eine Zustimmung oder Ablehnung; die Größe der Antwortkreise repräsentiert die entsprechende Ausprägung. Der Skala Keine körperlichen und psychischen Beschwerden liegt eine 4-stufige-Häufigkeitsskala zugrunde von 1 = ganz oft bis 4 = gar nie. Bei den letzten drei Skalen wurden die Items umgepolt, sodass eine hohe Ausprägung ein hohes schulisches Wohlbefinden kennzeichnet. Zu allen Messzeitpunkten war die Konzentrationsfähigkeit der Schülerinnen und Schüler während der Fragebogenerhebung gegeben, was durch die geringen Missings in den Daten bekräftigt werden kann. Befunde konfirmatorischer Faktorenanalysen zeigen auf, dass alle vier Skalen hochsignifikant mit einem postulierten Faktor zweiter Ordnung korrelieren. Die Anpassungsgüte des konfirmatorischen Modells zweiter Ordnung ist zu allen Zeitpunkten akzeptabel ( c 2 / df = 1.25 - 1.92, RMSEA = .022 - .046, CFI = .939 - .981, SRMR = .039 - .063), nur geringfügig schlechter als für das Modell mit vier interkorrelierenden Faktoren ( c 2 / df = 1.23 - 1.96, RMSEA = .021 - .047, CFI = .939 - .983, SRMR = .035 - .062). Der Sekundärfaktor Gesamtwert schulisches Wohlbefinden (SWB) weist eine zufriedenstellende interne Konsistenz auf (Cronbachs a = .78 - .82). Analysen zur Testung auf Messinvarianz bescheinigten sowohl für die vierdimensionale Struktur als auch den Sekundärfaktor des schulischen Wohlbefindens eine partiell starke faktorielle Invarianz (vgl. Tab. 1; Byrne, Shavelson & Muthén, 1989). Zum Modellvergleich wurden c 2 -Differenztests sowie eine maximale Abweichung des Comparative Fit Index von -.010 (Chen, 2007) herangezogen. Damit sind die Voraussetzungen für längsschnittliche Vergleiche latenter Mittelwerte erfüllt (Geiser, 2010). Deskriptive Statistiken und Interkorrelationen der Skalen sind Tabelle 2 zu entnehmen. Schulisches Wohlbefinden im Urteil der Eltern Die Erfassung des schulischen Wohlbefindens im Urteil der Eltern erfolgte über standardisierte Fragebögen zu den drei adäquaten Messzeitpunkten (Wustmann Seiler, 2012). Sie umfasste analog folgende vier Skalen: (1) Positive Einstellungen und Emotionen des Kindes gegenüber der Schule (PSE, vier Items, z. B. Mein Kind geht gerne in die Schule, Cronbachs a = .87 - .90), (2) Keine Sorgen des Kindes wegen der Schule (KSO, drei Items, z. B. In der letzten Zeit hat sich mein Kind Sorgen gemacht, wie es die Aufgaben in der Schule schaffen soll, Cronbachs a = .68 - .76), (3) Keine sozialen Probleme des Kindes in der Schule (KSP, vier Items, z. B. In der letzten Zeit hatte mein Kind oft Streit mit Schulkameraden, Cronbachs a = .79 - .83), (4) Keine körperlichen und psychischen Beschwerden des Kindes (KBE, fünf Items, z. B. Wie häufig hatte Ihr Kind in den letzten Wochen Bauchschmerzen? , Cronbachs a = .61 - .65). Das Antwortformat beinhaltete eine 4er-Skala von 1 = trifft gar nicht zu bis 4 = trifft genau zu bzw. 1 = sehr oft bis 4 = gar nicht (vgl. Tab. 2). Der Fragebogen wurde meist von den Müttern (56,3 - 71,9 %), nachrangig von beiden Elternteilen (19,8 - 35,6 %) ausgefüllt (in den restlichen Fällen durch andere Personen wie Großeltern oder Pflegeeltern). Auch im Urteil der Eltern konnte ein Sekundärfaktor Gesamtwert schulisches Wohlbefinden (SWB) modelliert werden. Die Modellgüte fällt adäquat zum Vierfaktorenmodell erster Ordnung akzeptabel aus (1. Ordnung: c 2 / df = 1.69 - 2.04, RMSEA = .041 - .051, CFI = .942 - .958, SRMR = .044 - .049; 2. Ordnung: c 2 / df = 1.70 - 2.10, RMSEA = .041 - .053, CFI = .938 - .956, SRMR = .049 - .052). Der Gesamtwert schulischen Wohlbefindens weist eine gute interne Konsistenz auf (Cronbachs a = .82 - .85). Für die Faktorenmodelle erster und zweiter Ordnung wurde ebenso eine partiell starke faktorielle Invarianz nachgewiesen (vgl. Tab. 1). Familiäre Struktur- und Prozessmerkmale Als Kovariaten gehen in die Untersuchung struktur- und prozessbezogene Merkmale sozialer Herkunft ein. Familiäre Strukturmerkmale wurden mit dem Sozioökonomischen Status (SES) erfasst, welcher die Berufstätigkeit der Eltern basierend auf der International Standard Classification of Occupations (ISCO-88) (International Labor Office, 1990) umfasst (M = 3.15, SD = .92; 1 = tiefstes Niveau bis 4 = höchstes Niveau). Familiäre Prozessmerkmale wurden Schulisches Wohlbefinden am Schulanfang 179 mit der Skala Familiale Entwicklungsförderung und aktive Stimulation (FES) erhoben. Die Skala repräsentiert das familiale Anregungspotenzial in der Familie (Schüpbach, Wustmann, Mous, Bolz & Herzog, 2008; Schüpbach, 2010). Sie wurde anhand einer adaptierten Version der deutschen Fassung der Home Observation Measurement of the Environment (Caldwell & Bradley, 1984) zu Beginn des ersten Schuljahres erfasst und setzt sich aus neun Items zusammen (z. B. Hast Du ein Musikinstrument oder gibt es ein Musikinstrument, das du benutzen kannst, wenn du möchtest? ; Skalenwerte von 0 = trifft nicht zu, 1 = trifft zu; Cronbachs a = .62; M = 0.85, SD = .17). Die zwei Merkmale korrelieren im moderaten Bereich (r = .39; vgl. Tab. 2). Statistische Analysen Die Entwicklung des schulischen Wohlbefindens im Selbst- und Fremdurteil wurde auf der Basis latenter Wachstumskurvenmodelle analysiert (Latent Growth Curve Models, LGCM; z. B. Preacher, Wichman, MacCallum & Briggs, 2008). LGCM ermöglichen es, Veränderungen auf latenter Ebene unter Berücksichtigung zufälliger Messfehler zu untersuchen. Dabei können interindividuelle Unterschiede im Ausgangsniveau (Intercept) sowie interindividuelle Unterschiede in der Veränderung (Slope) abgebildet werden. Vorliegend wurden Second-order latent growth models umgesetzt (Sayer & Cumsille, 2001). Dabei basiert die Schätzung der Intercept- und Slope-Faktoren auf latenten Variablen. Alle LGCM wurden mit dem Programm Mplus (Version 7.1, Muthén & Muthén, 1998 - 2012) berechnet. Fehlende Werte wurden mit dem Full-Information-Maximum-Likelihood- Algorithmus (FIML) berücksichtigt. Als Schätzalgorithmus wurde das Robust Maximum-Likelihood-Verfahren (MLR) gewählt. Die genestete Datenstruktur wurde durch den Korrekturalgorithmus Type=complex kontrolliert. Dabei wurden die Modellschätzungen unter Berücksichtigung der Abhängigkeit der Beobachtungen innerhalb der Cluster (Schulen) vorgenommen (Designeffekt; c 2 (df ) p c 2 / df CFI RMSEA SRMR c 2 diff (df ) p Schülerinnen und Schüler: Faktorenmodell erster Ordnung M1 M2 M3 M4 1369.73 (966) 1397.24 (990) 1458.91 (1014) 1424.12 (1010) .000 .000 .000 .000 1.42 1.41 1.44 1.41 .928 .927 .920 .926 .028 .028 .029 .028 .051 .054 .055 .054 - 28.99 (24) 61.37 (24) 26.88 (20) - .220 .000 .139 Schülerinnen und Schüler: Faktorenmodell zweiter Ordnung M1 M2 M3 M4 1395.99 (1008) 1429.35 (1038) 1490.03 (1062) 1460.23 (1059) .000 .000 .000 .000 1.38 1.38 1.40 1.38 .931 .930 .923 .928 .027 .027 .028 .027 .054 .056 .058 .057 - 34.84 (30) 61.47 (24) 30.86 (21) - .248 .000 .076 Eltern: Faktorenmodell erster Ordnung M1 M2 M3 M4 1377.66 (966) 1410.97 (990) 1452.16 (1014) 1439.42 (1013) .000 .000 .000 .000 1.43 1.43 1.39 1.38 .945 .943 .941 .943 .029 .029 .029 .029 .051 .056 .058 .057 - 33.51 (24) 42.19 (24) 27.87 (23) - .094 .012 .221 Eltern: Faktorenmodell zweiter Ordnung M1 M2 M3 M4 1446.10 (1005) 1487.33 (1035) 1528.17 (1059) 1515.94 (1058) .000 .000 .000 .000 1.44 1.44 1.44 1.43 .941 .939 .937 .938 .030 .030 .030 .029 .056 .062 .063 .063 - 42.39 (30) 41.82 (24) 27.96 (23) - .066 .014 .217 Tab. 1: Testung auf Messinvarianz über die Zeit für das mehrdimensionale schulische Wohlbefinden im Urteil der Schülerinnen und Schüler sowie Eltern Anmerkungen: M1 = Konfigurale Invarianz, M2 = Schwache faktorielle Invarianz, M3 = Starke faktorielle Invarianz, M4 = Partiell starke faktorielle Invarianz; CFI = Comparative Fit Index, RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation, SRMR = Standardized Root Mean Square Residual, c 2 diff (df ) = Satorra-Bentler skalierte Differenzwerte. 180 Corina Wustmann Seiler et al. Skala Schülerschaft Eltern 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 N M ( SD) N M ( SD) 1 SES .39 -.07 .12 .10 -.01 .04 .01 .17 .15 -.05 .07 .10 .27 .08 -.05 .04 2 FES .39 .04 .17 .10 .03 .11 .07 .11 .13 -.04 .08 -.02 .26 .04 -.07 .05 t1 3 PSE 512 3.50 (.50) 481 3.55 (.53) -.15 -.05 .46 .31 .38 .74 .65 .33 .25 .33 .54 .58 .24 .20 .19 .44 4 KSO* 510 2.94 (.96) 480 3.67 (.54) .13 .24 .16 .39 .27 .67 .38 .40 .28 .21 .42 .26 .29 .20 .08 .28 5 KSP* 510 3.23 (.77) 480 3.56 (.54) .11 .28 .17 .39 .36 .71 .34 .37 .56 .26 .50 .32 .37 .46 .20 .44 6 KBE* 510 3.13 (.75) 481 3.38 (.54) .05 .14 .04 .26 .35 .76 .27 .23 .29 .55 .47 .22 .23 .18 .50 .39 7 SWB 512 3.24 (.49) 481 3.52 (.39) .03 .21 .56 .65 .71 .61 .56 .44 .47 .50 .67 .49 .31 .36 .39 .56 t2 8 PSE 453 3.47 (.62) 395 3.48 (.56) -.16 -.11 .44 .08 .05 .05 .26 .50 .45 .39 .80 .65 .34 .24 .22 .51 9 KSO* 453 3.12 (.89) 395 3.65 (.51) .15 .27 .15 .35 .27 .16 .34 .20 .51 .28 .72 .36 .56 .39 .19 .49 10 KSP* 453 3.40 (.74) 395 3.58 (.51) .08 .13 .19 .25 .33 .24 .37 .24 .54 .73 .30 .32 .59 .19 .47 11 KBE* 452 3.22 (.69) 395 3.40 (.50) .11 .11 .01 .15 .20 .45 .29 .13 .33 .35 .70 .26 .20 .22 .60 .48 12 SWB 453 3.33 (.49) 395 3.51 (.38) .02 .11 .30 .27 .26 .30 .44 .61 .71 .76 .61 .54 .46 .47 .45 .68 t3 13 PSE 433 3.30 (.65) 406 3.45 (.56) -.18 -.09 .41 .15 .05 .04 .26 .45 .11 .13 -.01 .24 .37 .37 .33 .74 14 KSO* 433 3.23 (.80) 405 3.56 (.54) .15 .19 .14 .32 .20 .15 .31 .09 .41 .26 .16 .32 .16 .36 .21 .62 15 KSP* 433 3.43 (.72) 405 3.56 (.50) .14 .11 .06 .23 .24 .14 .25 .06 .24 .36 .16 .27 .16 .39 .31 .71 16 KBE* 432 3.23 (.60) 406 3.38 (.53) .01 .00 .05 .23 .13 .31 .21 .10 .10 .17 .31 .24 .12 .15 .26 .72 17 SWB 433 3.30 (.44) 406 3.48 (.38) .01 .07 .29 .31 .22 .25 .43 .33 .32 .35 .23 .44 .65 .63 .67 .52 Tab. 2: Deskriptive Kennwerte und Interkorrelationen des schulischen Wohlbefindens und der Kovariaten für das Selbst- und Fremdurteil zu drei Messzeitpunkten (t1 - t3) Anmerkungen: Interkorrelationen im Urteil der Schülerinnen und Schüler sind unterhalb der Diagonale, Interkorrelationen im Urteil der Eltern oberhalb der Diagonale dargestellt; signifikante Korrelationen (mindestens p ≤ .05) sind fett markiert. SES = Sozioökonomischer Status, FES = Familiale Entwicklungsförderung und aktive Stimulation, PSE = Positive Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule, KSO = Keine Sorgen wegen der Schule, KSP = Keine sozialen Probleme in der Schule, KBE = Keine körperlichen und psychischen Beschwerden, SWB = Gesamtwert schulisches Wohlbefinden. * Recodierte Skalen. Schulisches Wohlbefinden am Schulanfang 181 Intraklassenkorrelationen zwischen .015 und .144). Die einbezogenen Kovariaten wurden am Gesamtmittelwert zentriert (Grand-Mean-Centering). Zur Beurteilung einer akzeptablen Modellgüte wurden folgende Indizes herangezogen (Kline, 2005): c 2 / df ≤ 3, RMSEA ≤ .05, CFI ≥ .90 und SRMR ≤ .10). Zum Vergleich des schulischen Wohlbefindens im Selbst- und Fremdurteil wurden zweifaktorielle Varianzanalysen mit Messwiederholung auf den Faktoren Beurteiler (Schülerinnen und Schüler - Eltern) und Zeit (t1, t2, t3) anhand von SPSS 21.0 berechnet. Ergebnisse Entwicklung des schulischen Wohlbefindens Selbsturteil der Schülerinnen und Schüler Die Entwicklung des schulischen Wohlbefindens im Urteil der Schülerinnen und Schüler wurde mittels linearer LGCM berechnet. In den Ergebnissen zeigte sich für alle Skalen eine akzeptable Datenpassung (vgl. Tab. 3). Im Mittel sind die Ausgangswerte relativ hoch (M Intercept ; vgl. Tab. 4). In allen Skalen lassen sich jedoch interindividuelle Unterschiede im Ausgangswert (V Intercept ) feststellen. Bei den positiven Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule ist die mittlere Veränderung (M Slope ) negativ (Abnahme), bei den anderen Skalen positiv (Zunahme). Interindividuelle Unterschiede in den Veränderungen (V Slope ) konnten bei der Abwesenheit körperlicher und psychischer Beschwerden nachgewiesen werden, d. h. hier unterscheiden sich die Schülerinnen und Schüler in ihrer Entwicklung. Im Gesamtwert zeigte sich über die zwei Schuljahre eine leichte Zunahme (M Slope ). Die Veränderung erweist sich als abhängig vom Ausgangswert (r Intercept/ Slope ): Je höher das schulische Wohlbefinden zum Schulanfang, desto ungünstiger der Verlauf. Fremdurteil der Eltern Für das Urteil der Eltern wurden ebenfalls lineare LGCM analysiert. Die Modelle weisen einen akzeptablen Fit auf (vgl. Tab. 3). Auch hier fallen die Ausgangsniveaus für alle Skalen hoch aus (M Intercept ; vgl. Tab. 4). Zudem liegen analog zur Einschätzung der Schülerinnen und Schüler interindividuelle Unterschiede im Ausgangswert vor (V Intercept ). Allerdings zeigen die Steigungskoeffizienten (M Slope ) bei der Skala Keine Skala c 2 (df ) p CFI RMSEA SRMR Schülerinnen und Schüler PSE KSO KSP KBE SWB 158.25 (87) 44.04 (24) 59.92 (51) 62.35 (52) 1491.77 (1066) .000 .008 .184 .154 .000 .965 .972 .989 .986 .924 .040 .040 .018 .020 .028 .044 .055 .049 .040 .058 Eltern PSE KSO KSP KBE SWB 75.35 (52) 45.84 (25) 67.00 (52) 124.48 (89) 1543.32 (1065) .019 .007 .079 .008 .000 .990 .962 .989 .968 .936 .030 .041 .024 .028 .030 .039 .080 .066 .055 .064 Tab. 3: Fitindizes der linearen Wachstumskurvenmodelle des schulischen Wohlbefindens im Selbst- und Fremdurteil Anmerkungen: CFI = Comparative Fit Index, RMSEA = Root-Mean-Square-Error of Approximation, SRMR = Standardized Root Mean Square Residual; PSE = Positive Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule, KSO = Keine Sorgen wegen der Schule, KSP = Keine sozialen Probleme in der Schule, KBE = Keine körperlichen und psychischen Beschwerden, SWB = Gesamtwert schulisches Wohlbefinden. 182 Corina Wustmann Seiler et al. Sorgen des Kindes wegen der Schule und beim Gesamtwert im Unterschied zum Schülerurteil eine Abnahme über die zwei Schuljahre. Bei der Abwesenheit sozialer Probleme sowie körperlicher und psychischer Beschwerden zeichnen sich im Mittel im elterlichen Urteil keine Veränderungen über die Zeit ab. Zusammenhänge zwischen Selbst- und Fremdurteil im Verlauf Anhand von parallelen LGCM, in denen die Verläufe des schulischen Wohlbefindens im Urteil von Schülerinnen und Schülern sowie Eltern simultan modelliert wurden (Parallel Process Models; Preacher et al., 2008), wurden korrelative Beziehungen zwischen den Intercept- und Slope-Faktoren von Selbst- und Fremdurteil untersucht. Für das Ausgangsniveau und die Veränderung wurden jeweils positive Zusammenhänge im moderaten Bereich, für die Slope-Faktoren jedoch nicht als statistisch signifikant ermittelt (vgl. Tab. 5). Der Modellfit fällt jeweils akzeptabel aus ( c 2 / df = 1.06 - 1.61, RMSEA = .018 - .034, CFI = .956 - .983, SRMR = .044 - .059); lediglich beim Gesamtwert offenbarte sich keine ausreichende Passung. PSE KSO KSP KBE SWB Schülerinnen und Schüler M Intercept M Slope V Intercept V Slope r Intercept/ Slope 3.56 (.04) -.07 (.02) .18 (.06) .01 (.03) .01 2.72 (.08) .15 (.03) .43 (.12) .05 (.05) -.37 3.31 (.04) .10 (.02) .21 (.07) .04 (.03) -.48 3.23 (.04) .04 (.02) .26 (.05) .04 (.02) -.78 3.51 (.04) .03 (.01) .02 (.01) .00 (.00) -.57 Eltern M Intercept M Slope V Intercept V Slope r Intercept/ Slope 3.65 (.02) -.07 (.01) .21 (.03) .02 (.01) -.13 3.62 (.03) -.09 (.02) .17 (.03) .03 (.02) -.24 3.46 (.03) -.01 (.01) .13 (.03) .02 (.01) -.22 3.49 (.03) -.01 (.01) .05 (.02) .00 (.01) .05 3.63 (.02) -.06 (.01) .13 (.02) .02 (.01) -.20 Tab. 4: Kennwerte der linearen Wachstumskurvenmodelle für den Ausgangswert (Intercept) und die Veränderung (Slope) des schulischen Wohlbefindens im Selbst- und Fremdurteil Anmerkungen: Signifikante Ausprägungen (mindestens p ≤ .05) sind fett markiert. M = Mittelwert (unstandardisiert), V = Varianz (unstandardisiert), r = Korrelation (standardisiert); PSE = Positive Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule, KSO = Keine Sorgen wegen der Schule, KSP = Keine sozialen Probleme in der Schule, KBE = Keine körperlichen und psychischen Beschwerden, SWB = Gesamtwert schulisches Wohlbefinden. PSE KSO KSP KBE r Intercept Schülerschaft -Intercept Eltern r Slope Schülerschaft -Slope Eltern r Intercept Schülerschaft -Slope Eltern r Intercept Eltern -Slope Schülerschaft .62 - a - a - a .41 .25 .17 -.06 .46 .46 -.16 -.04 .24 .57 -.03 -.36 Tab. 5: Parallele lineare Wachstumskurvenmodelle des schulischen Wohlbefindens von Selbst- und Fremdurteil Anmerkungen: Auf die Darstellung des Gesamtwertes wurde aufgrund inakzeptabler Passungen verzichtet. Signifikante Ausprägungen (mindestens p ≤ .05) sind fett markiert. r = Korrelation (standardisiert); PSE = Positive Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule, KSO = Keine Sorgen wegen der Schule, KSP = Keine sozialen Probleme in der Schule, KBE = Keine körperlichen und psychischen Beschwerden; a negative Kovarianzen der parallelen Wachstumskurven; Modellfit: c 2 / df = 1.06-1.61, RMSEA = .018 - .034, CFI = .956 - .983, SRMR = .044 - .059. Schulisches Wohlbefinden am Schulanfang 183 Vergleich von Selbst- und Fremdurteil Ergebnisse zweifaktorieller Varianzanalysen mit Messwiederholung auf den Faktoren Beurteiler (Schülerinnen und Schüler - Eltern) und Zeit (t1, t2, t3) zeigten in allen Skalen Unterschiede in der Einschätzung des schulischen Wohlbefindens zwischen Schülerinnen und Schülern sowie Eltern: So beurteilen die Schülerinnen und Schüler ihre Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule als weniger positiv, F(1, 330) = 14.20, p < .001, h ² = .04, sie berichten von mehr Sorgen, F(1, 328) = 205.56, p < .001, h 2 = .39, mehr sozialen Problemen, F(1, 328) = 32.69, p < .001, h 2 = .09, sowie mehr körperlichen und psychischen Beschwerden als die Eltern, F(1, 328) = 16.84, p < .001, h 2 = .05. Insgesamt bewerten sie ihr schulisches Wohlbefinden zu allen Zeitpunkten tiefer als die Eltern, F(1, 342) = 108.20, p < .001, h 2 = .24. Zweifaktorielle Kovarianzanalysen, in denen die familiären Struktur- und Prozessmerkmale mit einbezogen wurden, zeigten einen Interaktionseffekt Beurteiler × Sozioökonomischer Status, F(1, 317) = 8.84, p < .01, h 2 = .03, sowie Beurteiler × Familiale Entwicklungsförderung, F(1, 326) = 4.01, p < .05, h 2 = .01, bei den positiven Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule. Einfluss familiärer Struktur- und Prozessmerkmale Um den Einfluss familiärer Struktur- und Prozessmerkmale auf das Ausgangsniveau und die Veränderung des schulischen Wohlbefindens im Urteil von Schülerinnen und Schülern sowie Eltern zu überprüfen, wurden konditionale lineare LGCM unter Einbezug der zwei Kovariaten Sozioökonomischer Status und Familiale Entwicklungsförderung und aktive Stimulation berechnet. Im Urteil der Schülerinnen und Schüler können dabei max. 22,5 % der Varianz des Ausgangswertes und 10,1 % der Varianz der Veränderung, im elterlichen Urteil max. 8,7 % der Varianz des Intercept- und 12,4 % der Varianz des Slope-Faktors erklärt werden (vgl. Tab. 6). Für die Modelle ergaben sich akzeptable Fitwerte ( c 2 / df = 1.04 - 1.98, RMSEA = .009 - .047, CFI = PSE KSO KSP KBE SWB Intercept b ( SE) Slope b ( SE) Intercept b ( SE) Slope b ( SE) Intercept b ( SE) Slope b ( SE) Intercept b ( SE) Slope b ( SE) Intercept b ( SE) Slope b ( SE) Schülerinnen und Schüler SES FES R 2 -.21 (.07) -.03 (.08) .05 (.02) -.09 (.19) -.05 (.23) .01 (.05) .08 (.08) .44 (.09) .23 (.07) .06 (.17) -.31 (.29) .08 (.16) -.01 (.07) .38 (.07) .14 (.05) .15 (.11) -.27 (.11) .06 (.05) .02 (.07) .23 (.07) .06 (.03) .07 (.11) -.32 (.13) .09 (.07) .01 (.07) .41 (.07) .17 (.05) .14 (.12) -.35 (.14) .10 (.08) Eltern SES FES R 2 -.18 (.07) .14 (.07) .03 (.02) .25 (.14) -.27 (.19) .08 (.10) .10 (.07) .24 (.08) .09 (.05) .24 (.14) .07 (.14) .08 (.07) .12 (.08) .15 (.09) .05 (.03) -.02 (.10) -.12 (.10) .02 (.02) -.05 (.08) .09 (.08) .01 (.01) .21 (.18) -.38 (.27) .12 (.17) .01 (.07) .23 (.07) .06 (.03) .20 (.10) -.21 (.14) .05 (.05) Anmerkungen: Signifikante Ausprägungen (mindestens p ≤ .05) sind fett markiert. b = Wachstumsparameter, SE = Standardfehler, R 2 = Varianz; PSE = Positive Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule, KSO = Keine Sorgen wegen der Schule, KSP = Keine sozialen Probleme in der Schule, KBE = Keine körperlichen und psychischen Beschwerden, SWB = Gesamtwert schulisches Wohlbefinden, SES = Sozioökonomischer Status, FES = Familiale Entwicklungsförderung und aktive Stimulation; Modellfit: c 2 / df = 1.04 - 1.98, RMSEA = .009 - .047, CFI = .911 - .997, SRMR = .041 - .081. Tab. 6: Lineare Wachstumskurvenmodelle des schulischen Wohlbefindens in Abhängigkeit familiärer Struktur- und Prozessmerkmale 184 Corina Wustmann Seiler et al. .911 - .997, SRMR = .041 - .081). Es zeigte sich, dass sowohl der sozioökonomische Status als auch die familiale Entwicklungsförderung Unterschiede im Ausgangsniveau und der Veränderung des schulischen Wohlbefindens bedingen. So erweist sich eine hohe familiale Entwicklungsförderung als günstig für das Vorliegen positiver Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule (Fremdurteil), die Abwesenheit von Sorgen (Selbst- und Fremdurteil), sozialen Problemen (Selbsturteil) sowie körperlichen und psychischen Beschwerden (Selbsturteil) zu Schulbeginn. Ein hoher sozioökonomischer Status geht hingegen mit einem niedrigeren Ausgangswert an positiven Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule einher (Selbst- und Fremdurteil). Bei einer hohen Entwicklungsförderung in der Familie erweist sich das Absinken von sozialen Problemen (Selbsturteil) sowie körperlichen und psychischen Beschwerden (Selbsturteil) über die zwei Schuljahre als weniger stark als bei einer geringeren familialen Entwicklungsförderung. Im Gesamtwert schulischen Wohlbefindens wurden positive Zusammenhänge familialer Entwicklungsförderung für den Schulanfang (Selbst- und Fremdurteil), indessen negative Einflüsse für die Veränderung (Selbsturteil) nachgewiesen. Diskussion Im Zentrum des Beitrages stand die Entwicklung des mehrdimensionalen schulischen Wohlbefindens von Grundschülerinnen und -schülern in den ersten zwei Schuljahren im Selbst- und Fremdurteil von Schülerinnen und Schülern sowie Eltern. Dabei wurden Übereinstimmungen und Divergenzen untersucht sowie der Einfluss familiärer Struktur- und Prozessmerkmale analysiert. Die mehrperspektivische Untersuchung ermöglichte erstmals, die Veränderung des mehrdimensionalen schulischen Wohlbefindens aus unterschiedlichen Blickwinkeln zu betrachten. Die Befunde zeigen, dass sich die Entwicklung des schulischen Wohlbefindens in den ersten zwei Schuljahren in der Einschätzung von Schülerinnen und Schülern sowie Eltern unterscheidet: Während sich im Urteil der Schülerinnen und Schüler im Gesamtwert des schulischen Wohlbefindens ein leichter Zuwachs abzeichnet, findet sich im Urteil der Eltern hingegen ein Rückgang. Damit lässt sich der Abwärtstrend des schulischen Wohlbefindens nur für das elterliche Urteil bestätigen. Für das Schülerurteil offenbarte sich jedoch ein Zusammenhang zwischen Ausgangswert und Veränderung: Je höher das schulische Wohlbefinden am Anfang, desto stärker nimmt es im Verlauf ab. Hinter dem Befund könnten einerseits statistische Effekte (Regression zur Mitte), andererseits Bezugsgruppeneffekte im Sinne von ausgleichenden oder verstärkenden Schulerfahrungen vermutet werden. Für die Veränderung des schulischen Wohlbefindens offenbarten sich im Selbst- und Fremdurteil nur marginale interindividuelle Unterschiede. So konnten lediglich bei der Abwesenheit von körperlichen und psychischen Beschwerden im Selbsturteil der Schülerinnen und Schüler interindividuelle Unterschiede im Entwicklungsverlauf identifiziert werden. Diese könnten einerseits in Verbindung mit unterschiedlichen individuellen und sozialen Ressourcen bei der Übergangsbewältigung stehen (Faust, Kratzmann & Wehner, 2012). Andererseits verweisen sie möglicherweise auf eine mehr oder weniger erfolgreiche schulische Anpassung. Zwischen der Einschätzung der Schülerinnen und Schüler und dem elterlichen Urteil finden sich auf latenter Ebene übereinstimmend mit bestehenden Befunden korrelative Beziehungen im mittleren Bereich (z. B. Abt Gürber, 2012; Helmke, 1993; Schneider, 2005; Spinath & Spinath, 2005; Wustmann Seiler, 2012). Zu allen Zeitpunkten schätzen die Eltern das schulische Wohlbefinden höher ein als die Schülerinnen und Schüler selbst. Die Befunde stimmen überein mit der Untersuchung von Abt Gürber (2012). Ähnliche Resultate finden sich in Studien zur gesundheitsbezogenen Lebensqualität oder zu Verhaltensproblemen von Kindern (z. B. Lohaus & Vierhaus, 2014; Theunissen et al., 1998). Gründe für die höheren Bewertungen der Schulisches Wohlbefinden am Schulanfang 185 Eltern können in einem stärker sozial erwünschten Antwortverhalten liegen. Dabei können Wunschvorstellungen einerseits und Bagatellisierungstendenzen bei Problemen andererseits eine Rolle spielen. Wild (2002) konnte z. B. aufzeigen, dass die positiven Einstellungen zur Schule durch überzogene Leistungserwartungen der Eltern und Lehrkräfte negativ beeinflusst werden. Darüber hinaus repräsentieren die Komponenten des schulischen Wohlbefindens maßgeblich das Innenleben des Kindes, das für Eltern von außen deutlich schwerer einschätzbar ist als für die Schülerinnen und Schüler selbst. Dies ist vor allem bei den Sorgen wegen der Schule sichtbar. Weitere Untersuchungen sollten daran anknüpfen und Beurteilereffekte im schulischen Wohlbefinden an anderen Klassenstufen überprüfen. Zudem sollten weitere Prädiktoren einbezogen werden (z. B. Geschlecht, Bildungserfahrungen der Eltern). Auch könnten die Lehrkräfte als zusätzliche Referenz hinzugezogen sowie die Perspektiven von Müttern und Vätern differenziert untersucht werden. Erstmals wurden vorliegend Einflüsse struktur- und prozessbezogener Merkmale sozialer Herkunft auf das Ausgangsniveau und die Veränderung des mehrdimensionalen schulischen Wohlbefindens untersucht. Dabei offenbarten sich heterogene Befunde. Während eine gute Entwicklungsförderung und Stimulation in der Familie sich einerseits zum Schulanfang als förderlich für das schulische Wohlbefinden erweisen, zeigen sie andererseits einen negativen Effekt für die Veränderung des schulischen Wohlbefindens über die ersten zwei Schuljahre. Das heißt bei Schülerinnen und Schülern aus Familien mit einer hohen Entwicklungsförderung ist die Veränderung des schulischen Wohlbefindens über die zwei ersten Schuljahre weniger positiv als bei Schülerinnen und Schülern aus Familien mit einer geringeren Entwicklungsförderung. Hinter dem Befund können Deckeneffekte vermutet werden (ein hoher Ausgangswert ermöglicht ein geringeres Wachstum), welche die Unterschiede über die Zeit nivellieren. Ferner zeigte es sich, dass ein höherer sozioökonomischer Status mit weniger positiven Einstellungen und Emotionen gegenüber der Schule am Schulanfang einhergeht. Ähnliche Resultate fan-den sich bei Abt Gürber (2012) für die Schuleingangsstufe. Die Befunde lassen sich analog Gisdakis (2007) damit erklären, dass Schülerinnen und Schüler aus Familien mit geringerer sozialer Herkunft die Schule eher als einen anregenden Ort des Erlebens und Entfaltens betrachten, welchem sie mit Freude und Neugier positiv(er) entgegensehen. Darüber hinaus könnten sozial bedingte Bildungsaspirationen der Eltern als Hintergrund vermutet werden, welche bei den Schülerinnen und Schülern anfangs mit erhöhtem Erwartungsdruck einhergehen. So gibt es Belege, dass sich Eltern mit höherem sozioökonomischen Status stärker in die schulische Entwicklung ihres Kindes einbringen und mehr leistungsförderndes Verhalten zeigen (z. B. Neuenschwander et al., 2004). Die vorliegenden Befunde stärken die Bedeutung familialer Prozessmerkmale für einen erfolgreichen Schulstart. Zukünftige Untersuchungen sollten das Zusammenspiel familiärer Struktur- und Prozessmerkmale und schulisches Wohlbefinden noch differenzierter analysieren, z. B. inwiefern der Zusammenhang von familiären Strukturmerkmalen und schulischem Wohlbefinden über die Prozessmerkmale vermittelt wird oder welchen Einfluss der Migrationsstatus als weiteres Strukturmerkmal aufweist. Auch könnte die Unterrichtsqualität neben der sozialen Herkunft in das Analysemodell mit aufgenommen werden. Damit könnte der Einfluss familialer und schulischer Anregungsqualität simultan untersucht werden. Literatur Abt Gürber, N. (2012). Selbstkonzepte bei Kindern in der Schuleingangsstufe. Zusammenhänge mit Leistungen und Wohlbefinden in der Schule. Saarbrücken: SHV. Bos, W., Schwippert, K. & Stubbe, T. (2007). Die Kopplung von sozialer Herkunft und Schülerleistung im internationalen Vergleich. In W. Bos, S. Hornberg, K.-H. Arnold, G. Faust, L. Fried, E.-M. Lankes,… R. Valtin (Hrsg.), IGLU 2006. Lesekompetenzen von Grundschulkindern in Deutschland im internationalen Vergleich (S. 225 - 247). Münster: Waxmann. 186 Corina Wustmann Seiler et al. Byrne, B. M., Shavelson, R. J. & Muthén, B. (1989). Testing for the equivalence of factor covariance and mean structures: The issue of partial measurement invariance. Psychological Bulletin, 105, 456 - 466. http: / / dx.doi. org/ 10.1037/ 0033-2909.105.3.456 Caldwell, B. M. & Bradley, R. H. (1984). Home observation for measurement of the environment (revised ed.). Little Rock, AR: University of Arkansas. Chen, F. F. (2007). Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Structural Equation Modeling, 14, 464 - 504. http: / / dx.doi.org/ 10.1080/ 10 705510701301834 Ditton, H. & Krüsken, J. (2009). Denn wer hat, dem wird gegeben werden? Eine Längsschnittstudie zur Entwicklung schulischer Leistungen und den Effekten der sozialen Herkunft in der Grundschulzeit. Journal for Educational Research Online, 1 (1), 33 - 61. Eder, F. (2007). Das Befinden von Kindern und Jugendlichen in der österreichischen Schule. Befragung 2005. Innsbruck: StudienVerlag. Faust, G., Kratzmann, J. & Wehner, F. (2012). Schuleintritt als Risiko für Schulanfänger? Zeitschrift für Pädagogische Psychologie, 26, 197 - 212. http: / / dx.doi.org/ 10.1024.1010-0652/ a000069 Geiser, C. (2010). Datenanalyse mit Mplus. Eine anwendungsorientierte Einführung. Wiesbaden: VS Verlag. Gisdakis, B. (2007). Oh, wie wohl ist mir in der Schule… Schulisches Wohlbefinden - Veränderungen und Einflussfaktoren im Laufe der Grundschulzeit. In C. Alt (Hrsg.), Kinderleben - Start in die Grundschule (S. 107 - 136). Wiesbaden: VS Verlag. Griebel, W. & Niesel, R. (2011). Übergänge verstehen und begleiten. Transitionen in der Bildungslaufbahn von Kindern. Berlin: Cornelsen Scriptor. Grotz, T. (2005). Die Bewältigung des Übergangs vom Kindergarten in die Schule. Zur Bedeutung kindbezogener, familienbezogener und institutionsbezogener Schutz- und Risikofaktoren im Übergangsprozess. Hamburg: Kovac. Hascher, T. (2004). Wohlbefinden in der Schule. Münster: Waxmann. Hascher, T. & Hagenauer, G. (2011). Schulisches Wohlbefinden im Jugendalter - Verläufe und Einflussfaktoren. In A. Ittel (Hrsg.), Jahrbuch Jugendforschung (S. 15 - 45). Wiesbaden: VS Verlag. Hascher, T., Hagenauer, G. & Schaffer, A. (2011). Wohlbefinden in der Grundschule. Erziehung und Unterricht, 3 - 4, 381 - 392. Helmke, A. (1993). Die Entwicklung der Lernfreude vom Kindergarten bis zur 5. Klassenstufe. Zeitschrift für Pädagogische Psychologie, 7 (2 - 3), 77 - 86. Helmke, A. & Weinert, F. E. (1997). Bedingungsfaktoren schulischer Leistungen. In F. E. Weinert (Hrsg.), Psychologie des Unterrichts und der Schule (Enzyklopädie der Psychologie, Serie Pädagogische Psychologie, Bd. 3, S. 71 - 176). Göttingen: Hogrefe. International Labor Office. (Ed.) (1990). International standard classification of occupations: ISCO-88. Genf: International Labor Organisation. Lohaus, A. & Vierhaus, M. (2014). Parent-child discrepancies in the assessment of internalizing/ externalizing behavior: Associations with grade, sex, and parenting. Zeitschrift für Entwicklungspsychologie und Pädagogische Psychologie, 46, 1 - 10. http: / / dx.doi.org/ 10.1026/ 0049- 8637/ a000095 Kline, R. B. (2005). Principles and practice of structural equation modeling (2nd ed.). New York, NY: Guilford Press. Konu, A. I. & Lintonen, T. P. (2006). School well-being in grades 4 - 12. Health Education Research, 21, 633 - 642. http: / / dx.doi.org/ 10.1093/ her/ cyl032 Marsh, H. W., Ellis, L. A. & Craven, R. G. (2002). How do preschool children feel about themselves: Unraveling measurement and multidimensional self-concept structure. Developmental Psycholog y, 38, 376 - 393. http: / / dx.doi.org/ 10.1037/ 0012-1649.38.3.376 Melhuish, E. C., Phan, M., Sylva, K., Sammons, P., Siraj- Blatchford, I. & Taggart, B. (2008). Effects of the home learning environment and preschool center experience upon literacy and numeracy development in early primary school. Journal of Social Issues, 64, 95 - 114. http: / / dx.doi.org/ 10.1111/ j.1540-4560.2008.00550.x Müller, E., Wustmann Seiler, C., Perren, S. & Simoni, H. (2014). Young children’s self-perceived ability: Development, factor structure and initial validation of a self-report instrument for preschoolers. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment. Advance online publication. http: / / dx.doi.org/ 10.1007/ s10862-014- 9447-9 Muthén, L. K. & Muthén, B. O. (1998 - 2012). Mplus user’s guide (7th ed.). Los Angeles, CA: Muthén & Muthén. Neuenschwander, M. P., Balmer, T., Gasser, A., Goltz, S., Hirt, U., Ryser, H. & Wartenweiler, H. (2004). Eltern, Lehrpersonen und Schülerleistungen (Schlussbericht). Bern: Stelle für Forschung und Entwicklung, Lehrerinnen- und Lehrerbildung. Preacher, K. J., Wichman, A. L., MacCallum, R. C. & Briggs, N. E. (2008). Latent growth curve modeling. Thousand Oaks, CA: Sage. Sayer, A. G. & Cumsille, P. E. (2001). Second-order latent growth models. In L. M. Collins & A. G. Sayer (Eds.), New methods for the analysis of change (pp. 177 - 200). Washington, DC: American Psychological Association. Schneider, S. (2005). Lernfreude und Schulangst. Wie es 8bis 9-jährigen Kindern in der Grundschule geht. In C. Alt (Hrsg.), Kinderleben - Aufwachsen zwischen Familie, Freunden und Institutionen (S. 199 - 230). Wiesbaden: VS Verlag. Schüpbach, M. (2010). Ganztägige Bildung und Betreuung im Primarschulalter. Qualität und Wirksamkeit verschiedener Schulformen im Vergleich. Wiesbaden: VS Verlag. Schüpbach, M., Wustmann, C., Mous, H., Bolz, M. & Herzog, W. (2008). SNF-Studie EduCare - Qualität und Wirksamkeit der familialen und ausserfamilialen Bildung und Betreuung von Primarschulkindern. Erhebungsinstrumente EduCare I. Forschungsbericht Nr. 34. Bern: Institut für Erziehungswissenschaft, Abteilung Pädagogische Psychologie, Universität Bern. Spinath, B. & Spinath, F. (2005). Development of selfperceived ability in elementary school: The role of parents’ perceptions, teacher evaluations, and intelligence. Cognitive Development, 20, 190 - 204. http: / / dx.doi. org/ 10.1016/ j.cogdev.2005.01.001 Theunissen, N. C. M., Vogels, T. G. C., Koopman, H. M., Verrips, G. H. W., Zwindermann, K. A. H., Verloove- Vanhorick, S. P. & Wit, J. M. (1998). The proxy problem: Child report versus parent report in health-related quality of life research. Quality of Life Research, 7, 387 - 397. http: / / dx.doi.org/ 10.1023/ A: 100880180 2877 Tillack, C. & Mösko, E. (2013). Der Einfluss familiärer Prozessmerkmale auf die Entwicklung der Mathematikleistung der Kinder. In F. Lipowsky, G. Faust & C. Kastens (Hrsg.), Persönlichkeits- und Lernentwicklung Schulisches Wohlbefinden am Schulanfang 187 an staatlichen und privaten Grundschulen. Ergebnisse der PERLE-Studie zu den ersten beiden Schuljahren (S. 129 - 149). Münster: Waxmann. Watermann, R. & Baumert, J. (2006). Entwicklung eines Strukturmodells zum Zusammenhang zwischen sozialer Herkunft und fachlichen und überfachlichen Kompetenzen: Befunde national und international vergleichender Analysen. In J. Baumert, P. Stanat & R. Watermann (Hrsg.), Herkunftsbedingte Disparitäten im Bildungswesen. Differenzielle Bildungsprozesse und Probleme der Verteilungsgerechtigkeit (S. 61 - 94). Wiesbaden: VS Verlag. Wild, E. (2002). Lebensraum Schule - Analysen zum Wohlbefinden von Schülern und ihren Einstellungen zu Schule und Lernen. In LBS-Initiative Junge Familie (Hrsg.), Kindheit 2001. Das LBS-Kinderbarometer. Was Kinder wünschen, hoffen und befürchten (S. 237 - 255). Opladen: Leske + Budrich. Wustmann Seiler, C. (2012). Erfassung des schulischen Wohlbefindens am Schulanfang: Empirische Überprüfung eines mehrdimensionalen Konstrukts. Zeitschrift für Grundschulforschung, 5 (2), 136 - 150. Dr. Corina Wustmann Seiler Marie Meierhofer Institut für das Kind Zürich Schulhausstr. 64 CH-8002 Zürich E-Mail: wustmann@mmi.ch Prof. Dr. Marianne Schüpbach Otto-Friedrich-Universität Bamberg Lehrstuhl für Grundschulpädagogik und -didaktik D-96047 Bamberg E-Mail: marianne.schuepbach@uni-bamberg.de Prof. Dr. em. Walter Herzog Universität Bern Institut für Erziehungswissenschaft Abteilung Pädagogische Psychologie Fabrikstr. 8 CH-3012 Bern E-Mail: walter.herzog@edu.unibe.ch