n Empirische Arbeit Psychologie in Erziehung und Unterricht, 2024, 71, 180 -201 DOI 10.2378/ peu2024.art18d © Ernst Reinhardt Verlag Beziehung zwischen allgemeiner und fachspezifischer Lernfreude Christine Mötteli, Urs Grob, Rita Stebler Universität Zürich, Schweiz Zusammenfassung: Die Lernfreude ist als Prädiktor für Lernen und Leistung ein zentraler Forschungsgegenstand der Pädagogischen Psychologie. Bisherige Studien untersuchten die Lernfreude zumeist entweder als allgemeines oder als fachspezifisches Konstrukt, wodurch deren Zusammenhänge weitgehend ungeklärt sind. In der vorliegenden Längsschnittstudie wurden deshalb die Beziehung und gegenseitige Beeinflussungsprozesse zwischen der allgemeinen und der fachspezifischen Lernfreude in Deutsch und Mathematik unter Berücksichtigung von Geschlecht und Alter untersucht. Die Untersuchungsgruppe umfasste 1736 Schüler*innen der Primar- und Sekundarstufe I. Konfirmatorische Faktoranalysen zeigten sowohl für das konstruktseparierende dreifaktorielle Modell als auch für das integrative Bifactor-(S-1)-Modell eine gute Passung zu den Daten. Im dreifaktoriellen Modell korrelierte die allgemeine Lernfreude mit der fachspezifischen Lernfreude mittelhoch (Mathematik) bzw. hoch (Deutsch), mit deutlich höheren Korrelationen in der Primarals in der Sekundarstufe I. Insgesamt wiesen stufenspezifische Analysen auf eine zunehmende Profilbildung hin. Zeitversetzte wechselseitige Beeinflussungsprozesse in Form signifikanter Kreuzpfade fanden sich jedoch nicht. Schlüsselbegriffe: Bifactor-Modell, Emotion, Fachspezifität, Kreuzpfadmodell, Lernfreude Relationship Between General and Subject-Specific Learning Enjoyment Summary: As a predictor of learning and achievement, learning enjoyment is a central object of research in educational psychology. Previous studies have primarily examined learning enjoyment as a general or subject-specific construct, leaving their interrelations and interdependencies largely unexplained. Therefore, the present longitudinal study investigated the relationship and interdependencies between general and subject-specific learning enjoyment in German and mathematics, taking gender and age into account. The sample consisted of 1736 primary and lower secondary school students. Confirmatory factor analyses showed that the construct-separating three-factor model and the integrative bifactor-(S-1) model fit the data well. In the three-factor model, the general learning enjoyment correlated moderately (mathematics) or highly (German) with subjectspecific enjoyment, with significantly higher correlations at the primary level than at the lower secondary level. Overall, the level-specific analyses indicated an increasing profiling. However, no time-lagged influencing processes (i. e. significant cross-paths) were found. Keywords: Bifactor model, cross-lagged-model, emotion, enjoyment, subject specificity Die Lernfreude beeinflusst Lernen, Leistung und Wohlbefinden (Hascher & Hagenauer, 2018; Loderer, Pekrun & Lester, 2020; Pekrun, Goetz, Titz & Perry, 2002), was sie zu einem zentralen Forschungsgegenstand der Pädagogischen Psychologie macht, besonders auch im Hinblick auf lebenslanges Lernen. Während Lernfreude in der aktuellen Literatur übereinstimmend als Emotion betrachtet wird (Hagenauer & Hascher, 2018; Rubach & Lazarides, 2021), bestehen Divergenzen bezüglich der Frage, ob Lernfreude lediglich als domänenspezifisches oder auch als allgemeines Konstrukt konzeptualisiert werden soll (Goetz, Pekrun, Hall & Allgemeine und fachspezifische Lernfreude 181 Haag, 2006; Hagenauer, 2011; Hascher & Edlinger, 2009; Pekrun, 2006). Bisherige Studien fokussierten zumeist entweder die fachspezifische oder die allgemeine Lernfreude als eigenständige Konstrukte, weshalb deren Beziehung noch kaum geklärt ist. Daher stellt sich einerseits die Frage, ob die allgemeine und die fachspezifische Lernfreude besser als eigenständige Konstrukte verstanden und modelliert werden oder ob das Ausmaß der geteilten Varianz für eine integrative Modellierung mittels eines hierarchischen oder eines Bifactor- Modells spricht. Andererseits ist offen, ob und inwiefern sich Zusammenhänge oder (gegenseitige) Beeinflussungsprozesse zwischen allgemeiner und fachspezifischer Lernfreude zeigen. Analysen zur Modellbildung der Lernfreude sowie zu möglichen Zusammenhängen und Beeinflussungsprozessen zwischen fachspezifischer und allgemeiner Lernfreude sind nicht nur forschungsmethodisch, sondern auch didaktisch relevant. Sie geben Anhaltspunkte für eine wirksame schulische Förderung der Lernfreude im Hinblick auf erfolgreiches und lebenslanges Lernen. Untersuchungen, welche systematisch und längsschnittlich sowohl die fachspezifische als auch die allgemeine Lernfreude sowie deren Beziehung in den Blick nehmen, sind uns nicht bekannt. Unter Berücksichtigung dieses Forschungsdesiderats wird im vorliegenden Beitrag anhand von längsschnittlich erhobenen Fragebogendaten mittels vergleichender konfirmatorischer Faktorenanalysen und Kreuzpfadmodellen die Beziehung zwischen allgemeiner und fachspezifischer Lernfreude unter Einbezug von Alter und Geschlecht untersucht. Lernfreude als Leistungsemotion Lernfreude gehört zu jenen Emotionen, die sich auf Lern- und Leistungssituationen beziehen, und gilt daher als Leistungsemotion (Götz, Zirngibl & Pekrun, 2004). Emotionen werden als mehrdimensionale Konstrukte konzeptualisiert, welche nebst der zentralen und charakteristischen Gefühlskomponente eine kognitive, eine motivationale, eine expressive sowie eine neurophysiologische Komponente umfassen (Frenzel & Stephens, 2017; Götz et al., 2004; Pekrun, 2006). Trotz Überschneidungen mit anderen psychologischen Konstrukten werden Emotionen als „eigenständige psychologische Konstrukte“ (Frenzel & Stephens, 2017, S. 31) betrachtet. Inhaltlich weist die Emotion Lernfreude Überschneidungen mit Konstrukten wie intrinsischer Lernmotivation (z. B. Deci & Ryan, 1993), Interesse (z. B. Ainley & Hidi, 2014), Wohlbefinden (z. B. Hascher, 2004) oder Need for Cognition (z. B. Colling, Wollschläger, Keller, Preckel & Fischbach, 2022) auf. Nach der Kontroll-Wert-Theorie (Pekrun, 2006) sind zur Erklärung, wie Leistungsemotionen entstehen und wirken, die zwei kognitiven Bewertungsprozesse (Appraisals) „subjektiv wahrgenommene Kontrolle“ und „individuell zugeschriebener Wert“ besonders wichtig. Emotionen können sich auf gegenwärtige Situationen (State-Emotionen) oder auf gewohnheitsmäßige Erfahrungen beziehen (Trait-Emotionen) (Frenzel & Stephens, 2017), wobei dem „habituellen Emotionserleben aufgrund seines zeitlich überdauernden Charakters der Status eines Persönlichkeitsmerkmals zu[kommt]“ (Pekrun & Frenzel, 2009, S. 687). Demnach unterscheiden sich Personen in ihrer Neigung, mit bestimmten Emotionen auf Ereignisse zu reagieren (Frenzel, Götz & Pekrun, 2020). Tatsächlich zeigen empirische Studien Zusammenhänge zwischen Trait-Emotionen und den Big Five der Persönlichkeitspsychologie (z. B. Pekrun et al., 2023). Aufgrund der Annahme, dass die Neigung, mit bestimmten Emotionen zu reagieren, sowohl bei der allgemeinen als auch bei der fachspezifischen Lernfreude besteht, behandelt der vorliegende Artikel die Lernfreude als Trait- Emotion. Allgemeine und fachspezifische Lernfreude Unter Lernfreude versteht Helmke (1993, S. 78) „die relativ überdauernde emotionale Besetzung bzw. affektive Tönung des schulischen 182 Christine Mötteli, Urs Grob, Rita Stebler Lernens und fachlicher Inhalte“. Dadurch fasst er die Lernfreude sowohl allgemein als auch fachspezifisch. Viele neuere Studien behandeln Lernfreude dezidiert als fachspezifisches Konstrukt. Eine Begründung dafür ist die weitgehende Fachspezifität zentraler Appraisals und die Annahme, dass folglich auch die Emotionen fachspezifisch sind (Goetz, Pekrun, et al., 2006; Goetz, Frenzel, Pekrun, Hall & Lüdtke, 2007; Goetz, Frenzel, Lüdtke & Hall, 2010; Pekrun, 2006). Diese Annahme wird gestützt durch empirische Arbeiten, die zeigen, dass die Lernfreude zwischen den Unterrichtsfächern kaum korreliert (z. B. Goetz, Frenzel, Hall & Pekrun, 2008; Goetz et al., 2007; Goetz, Pekrun et al., 2006; Helmke, 1993). In der Studie von Goetz, Pekrun et al. (2006) beispielsweise korrelierten die Lernfreude in Mathematik und die Lernfreude in Deutsch bei deutschen Schüler*innen der 7. - 10. Klasse nicht, obschon die Noten der beiden Fächer schwach korrelierten. Dieser Befund zeigte sich in der genannten Studie auch für andere Fachbereiche. Aufgrund der starken Fachspezifität der Leistungsemotionen ließen sich in der Studie von Goetz, Frenzel, Pekrun und Hall (2006) die fachspezifischen Items nicht zu einem allgemeinen Faktor Lernfreude zusammenfassen. Daher empfahlen die Autoren sowohl für zukünftige Forschungsarbeiten als auch für praktische Interventionen einen fachspezifischen Ansatz. Die ausschließlich fachgebundene Betrachtung der Lernfreude wird von anderen Autor*innen aus verschiedenen Gründen kritisiert (Hagenauer, 2011; Hascher & Edlinger, 2009). Erstens wird argumentiert, dass „die fehlenden Zusammenhänge zwischen der Lernfreude in unterschiedlichen Fächern auch durch den unterschiedlichen Unterrichtsstil und die sich unterscheidenden Lehrperson-Charakteristiken erklärt werden können“ (Hagenauer, 2011, S. 28). So zeigte sich in der Tagebuchstudie von Hagenauer (2011), dass Frontalunterricht insbesondere von leistungsstarken Schüler*innen als Lernfreude hemmend wahrgenommen wird. Auch andere Studien belegen einen Einfluss der Unterrichtsgestaltung und der Lehrpersonen auf die Lernfreude (Goetz et al., 2010; Goetz, Lüdtke, Nett, Keller & Lipnevich, 2013; Lazarides & Buchholz, 2019). Goetz et al. (2010) erachten die Zusammenhänge der fachspezifischen Lernfreude bei gleicher Lehrperson und ähnlichen Unterrichtsbedingungen jedoch als nicht stark genug und halten daher an der fachspezifischen Konzeptualisierung fest. Ein zweites Argument für eine allgemeine Konzeptualisierung der Lernfreude ist das Verständnis der habituellen Lernfreude als Persönlichkeitsmerkmal. Aufgrund einer generellen emotionalen Disposition besteht die Tendenz, mit bestimmten Gefühlen zu reagieren (Hagenauer, 2011), was sich sowohl auf die allgemeine als auch die fachspezifische Lernfreude auswirken dürfte. Empirisch zeigte sich dieser dispositionsbedingte Zusammenhang bei Hagenauer (2011), wobei Sekundarschüler*innen mit hoher allgemeiner habitueller Lernfreude (Trait) im Tagebuch häufiger von (fachspezifischer) Lernfreude (State) berichteten. Als drittes Argument für ein Konzept der allgemeinen Lernfreude wird deren Bedeutung im Sinne einer positiven Grundhaltung gegenüber dem institutionellen Lernen betont, welche für lebenslanges Lernen zentral ist (Hagenauer & Hascher, 2014). Während sowohl die fachspezifische als auch die allgemeine Modellierung der Lernfreude aus theoretischer und empirischer Perspektive gut fundiert sind, weiß man bisher wenig über deren Beziehung. Goetz, Hall, Frenzel und Pekrun (2006) nahmen eine hierarchische Modellierung der Freude mittels verschiedener Generalisierungsebenen (enjoyment of life, enjoyment of school, enjoyment of learning and enjoyment of strategy use) vor, wobei sich im sechsmonatigen Abstand top-down Beeinflussungsprozesse zeigten. Allerdings wurde die Fachspezifität in den verschiedenen Ebenen nicht berücksichtigt. Auch Untersuchungen zu verwandten Konstrukten liefern Hinweise zur Beziehung der allgemeinen und fachspezifischen Lernfreude: Hascher und Hagenauer (2018) untersuchten in ihrer Querschnittsstudie die Bedeutung der Lernemotionen für das Wohl- Allgemeine und fachspezifische Lernfreude 183 befinden in der Schule. Im Pfadmodell erwies sich die mathematikbezogene Freude als Prädiktor zur Erklärung der positiven Einstellung zur Schule sowie zur Erklärung der Freude in der Schule, was auf einen bottom-up Effekt hinweist. In der Studie von Gogol, Brunner, Preckel, Goetz und Martin (2016) zeigten die als verschachtelte Faktorenmodelle untersuchten Konstrukte Angst und Interesse im zweijährigen Abstand hingegen keine bedeutsamen Kreuzpfade zwischen den allgemeinen und fachspezifischen Komponenten. Die Faktorenmodelle, welche in Anlehnung an das verschachtelte Marsh/ Shavelson-Modell des akademischen Selbstkonzeptes (Brunner et al., 2010) entwickelt und getestet wurden, bilden sowohl die fachspezifische Organisation als auch die postulierte hierarchische Struktur der untersuchten Konstrukte ab. Gogol et al. (2016) gehen davon aus, dass sich weitere affektiv-motivationale Konstrukte in einem integrativen Modell strukturell fassen lassen. Vor diesem Hintergrund stellt sich die Frage der Vergleichbarkeit verschiedener Leistungsemotionen bezüglich Fachspezifität: Goetz, Pekrun et al. (2006) schlussfolgerten in ihrer Studie, dass die Fachspezifität von der Emotion abhängt, wobei sie der Lernfreude eine stärkere Domänenspezifität zuschrieben als der Angst. In einer Folgestudie (Goetz et al., 2007) zeigte sich jedoch, dass sich Angst und Freude bezüglich Fachspezifität nicht unterscheiden. Zur Bedeutung von Geschlecht und Alter Verschiedene Studien zeigten für die allgemeine und fachspezifische Lernfreude Geschlechterdifferenzen - allerdings nur bei den Trait- und nicht bei den State-Emotionen (Goetz, Bieg, Lüdtke, Pekrun & Hall, 2013; Hagenauer, 2011). Begründet wird dieser Unterschied mit der Annahme, dass subjektive Überzeugungen - wie das schulische Selbstkonzept - die Wahrnehmung habitueller Emotionen stärker beeinflussen (Frenzel et al., 2020). Da in der vorliegenden Studie Trait-Emotionen untersucht werden, berücksichtigen die folgenden Ausführungen ausschließlich Geschlechterdifferenzen der habituellen Lernfreude. Wie bereits in früheren Untersuchungen wurde die allgemeine habituelle Lernfreude in der Studie von Hagenauer (2011) von den Mädchen signifikant höher eingeschätzt als von den Jungen. Das Geschlecht beeinflusste jedoch nicht die Entwicklung der allgemeinen Lernfreude von der 6. zur 7. Klasse. Dieser Befund ergab sich auch in der perLen- Studie (Mötteli, Grob, Pauli, Reusser & Stebler, 2023), in welcher die Entwicklung der Lernfreude von der 8. zur 9. Klasse untersucht wurde. In fachspezifischen Untersuchungen scheint häufig das klassische Stereotyp auf, wonach Mädchen auch bei vergleichbaren Noten eine geringere Lernfreude in Mathematik und eine höhere Lernfreude in sprachlichen Fächern wahrnahmen als Jungen (Frenzel, Pekrun & Goetz, 2007; Helmke, 1993; Konsortium PISA.ch, 2019). Fachspezifische Untersuchungen zu den verwandten Konzepten Interesse (Frenzel, Goetz, Pekrun & Watt, 2010) und intrinsischer Wert (Watt, 2004) wiesen zudem auf einen Geschlechtereffekt in Bezug auf die Entwicklung hin. Die Berücksichtigung des Geschlechts als mögliche Einflussgröße wird deshalb auch in neueren Arbeiten zur Lernfreude als relevant erachtet (Loderer, Pekrun, Vogl & Schubert, 2021). Bezüglich des Alters belegen empirische Studien für beide Geschlechter eine Abnahme der allgemeinen und fachspezifischen Lernfreude im Laufe der Schulzeit (Frenzel et al., 2010; Hagenauer, 2011; Hagenauer & Hascher, 2010; Helmke, 1993; Vierhaus, Lohaus & Wild, 2016). Da das Selbstkonzept die Appraisals und damit die Entstehung von Leistungsemotionen beeinflusst, kann in Anlehnung an die Selbstkonzeptforschung auch ein Einfluss des Alters auf die Fachspezifität der Lernfreude vermutet werden: In der Selbstkonzeptforschung wird eine mit dem Alter zunehmende Differenzierung der Selbstkonzepte angenommen (Möller & Trautwein, 2020). So korrelierten in der Studie von Marsh (1986) das mathematische und das verbale Selbstkonzept nur bei den jüngsten Schüler*innen positiv. Entsprechend resul- 184 Christine Mötteli, Urs Grob, Rita Stebler tierten in der Längsschnittstudie von Helmke (1993) für die untersuchten Klassenstufen vom Kindergarten bis zur 3. Klasse zwar nur schwache bis mittlere, aber dennoch signifikante positive Zusammenhänge zwischen der Lernfreude Mathematik und Deutsch. Eine schwache Korrelation zwischen der Lernfreude Deutsch und Mathematik trat auch in der Querschnittsstudie von Goetz et al. (2007) für die 8. Klasse, nicht jedoch für die 11. Klasse auf. Darüber hinaus zeigte sich in der Studie von Frenzel, Pekrun, Dicke und Goetz (2012) zum verwandten Konstrukt Interesse auch eine altersabhängige Veränderung der Konstruktstruktur. Die vorliegende Studie Wie obige Ausführungen zeigen, wird die Lernfreude sowohl allgemein als auch fachspezifisch untersucht, wobei deren Beziehung weitgehend ungeklärt ist. Eine Klärung der Modellierung der allgemeinen Lernfreude (mit bzw. ohne Berücksichtigung fachspezifischer Facetten) ist aus forschungsmethodischer Sicht gerade auch für die differenzierte Untersuchung der Wirkung auf Lernen und Leistung zentral. Darüber hinaus bedingt eine effektive unterrichtliche Förderung der Lernfreude eine Klärung allfälliger Zusammenhänge und Beeinflussungsprozesse der allgemeinen und der fachspezifischen Lernfreude. Daher werden in diesem Beitrag drei Forschungsfragen unter Berücksichtigung möglicher Geschlechts- und Altersunterschiede untersucht. F1 Sind allgemeine und fachspezifische Lernfreude eigenständige Konstrukte oder können sie als integrales Konstrukt betrachtet werden? Aufgrund empirischer Ergebnisse (Goetz, Pekrun et al., 2006) wird erwartet, dass Indikatoren zur Lernfreude in Mathematik und zur Lernfreude in Deutsch wenig gemeinsame Varianz teilen und ohne explizite Berücksichtigung der Fachspezifität im Rahmen einer bifaktoriellen Modellierung nicht auf einen gemeinsamen Faktor laden. Über die Replikation vorliegender Befunde hinaus wird überprüft, ob sich in Anlehnung an Gogol et al. (2016) ein integratives Bifactor-(S-1)-Modell für die Lernfreude entwickeln lässt und ob dieses oder das konstruktseparierende Dreifaktorenmodell (mit den Faktoren allgemeine Lernfreude, Lernfreude Mathematik und Lernfreude Deutsch) besser zu den Daten passt. F2 Welche Zusammenhänge zeigen sich zwischen der allgemeinen schulischen Lernfreude, der Lernfreude Mathematik und der Lernfreude Deutsch? Da habituelle Lernfreude als Persönlichkeitsmerkmal verstanden werden kann, wird angenommen, dass es einen Zusammenhang zwischen der allgemeinen und der fachspezifischen habituellen Lernfreude gibt. Zwischen der Lernfreude Mathematik und der Lernfreude Deutsch wird für die Sekundarstufe I hingegen keine bedeutsame Korrelation erwartet (Goetz, Pekrun et al., 2006). Abweichend davon wird in Anlehnung an die Selbstkonzeptforschung (Möller & Trautwein, 2020) sowie aufgrund empirischer Ergebnisse (Goetz et al., 2007; Helmke, 1993) bei den Primarschüler*innen ein geringer Zusammenhang erwartet. F3 Bedingen sich allgemeine und fachspezifische Lernfreude über die Zeit? Gibt es eine dominante Wirkungsrichtung eines zeitversetzten Effektes von der allgemeinen Lernfreude auf die fachspezifische Lernfreude bzw. von der fachspezifischen Lernfreude auf die allgemeine Lernfreude? Aufgrund der fehlenden empirisch fundierten Erkenntnisse zu wechselseitigen Beeinflussungsprozessen der allgemeinen und fachspezifischen Lernfreude sowie der unklaren Forschungslage (Goetz, Hall et al. 2006; Gogol et al., 2016; Hascher & Hagenauer, 2018) bezüglich verwandter Konstrukte werden keine Annahmen zur Wirkungsrichtung sowie zum Einfluss von Alter und Geschlecht getroffen. Allgemeine und fachspezifische Lernfreude 185 Methode Untersuchungsdesign und Stichprobe Die Daten stammen aus zwei Erhebungen der durch die Stiftung Mercator Schweiz geförderten Studie perLen (personalisiertes Lernen in heterogenen Lerngruppen) (vgl. Stebler, Pauli & Reusser, 2018, 2021). Die nichtrepräsentative Gesamtstichprobe umfasst 65 Primar- und Sekundarschulen aus der Deutschschweiz. Die folgenden Auswertungen beziehen sich auf zwei im Jahresabstand durchgeführte Onlinebefragungen der 5. und 8. Klassen (t1) bzw. der 6. und 9. Klassen (t2). An den Befragungen t1 und t2 beteiligten sich 60 Schulen mit 1736 Schüler*innen aus allen Leistungsniveaus der Volksschule (für detaillierte Informationen zur Gesamtstichprobe siehe Mötteli & Schmid, 2022). Von den befragten Schüler*innen sprechen 70 % Deutsch als Erstsprache, was dem Mittel der teilnehmenden Kantone im Schuljahr 2015/ 16 entspricht (Bundesamt für Statistik, 2023). Zum Zeitpunkt t1 haben 1450 Schüler*innen (davon 687 weiblich) den Fragebogen ausgefüllt, wobei 404 Schüler*innen die 5. Klasse (Primarstufe; Prim) besuchten (øAlter: M = 11.85 Jahre, SD = 0.76) und 1046 Schüler*innen die 8. Klasse (Sekundarstufe I; Sek) (ø Alter: M = 14.93 Jahre, SD = 0.64). Zum Zeitpunkt t2 liegen Daten von 1320 Schüler*innen (davon 621 weiblich) vor (Prim: 367/ Sek: 953). Messinstrumente Die Lernfreude Mathematik wurde mit den drei Items: „Mathematik ist spannend“, „Ich habe Mathematik gern“ und „Mathematik macht mir keinen Spaß“ (Waldis, Buff, Pauli & Reusser, 2002, S. 121) erhoben. Die interne Konsistenz ist gut ( α t1 = .81; α t2 = .85). Parallel dazu wurden drei Items zur Erfassung der Lernfreude Deutsch formuliert (Beispielitem: „Ich habe Deutsch gern“, α t1 = .80; α t2 = .79). Die allgemeine schulische Lernfreude, verstanden als generische emotionale Besetzung dem schulischen Lernen gegenüber, wurde mit den Items „Ich finde, das Lernen in der Schule [ist] spannend“ (Hagenauer, 2011, S. 333), „Lernen ist cool“ (perLen- Studie) und „Ich gehe gerne zur Schule“ (Buff, 2013, S. 6) ( α t1 = .79; α t2 = .78) erhoben. Alle Items der drei Kurzskalen wurden auf einer 4-Punkt-Likert-Skala (1 = stimmt gar nicht, 2 = stimmt eher nicht, 3 = stimmt eher, 4 = stimmt genau) eingeschätzt. Weiterführende Informationen zur Skalenbildung finden sich bei Mötteli und Schmid (2022) sowie im Anhang 1. Tabelle 1 zeigt die Mittelwerte (M ) und Standardabweichungen (SD) der manifesten Skalen allgemeine Lernfreude, Lernfreude Mathematik und Lernfreude Deutsch für die gesamte Stichprobe sowie für die Geschlechter getrennt zu den Befragungen t1 und t2. Methoden der Datenanalyse Zur Strukturklärung der Konstrukte (F1) wurden konfirmatorische Faktorenanalysen (CFA) mit unterschiedlicher Faktorstruktur aufgesetzt (Geiser, 2011). Zwischen parallel formulierten Items sowie bei gleichen Items über die Zeit wurden zur Vermeidung einer Überschätzung der Beziehung der latenten Faktoren bzw. der Stabilität des latenten Faktors Residualkorrelationen zugelassen (Geiser, 2011). Zusätzlich zu den Modellen mit unterschiedlicher Anzahl Faktoren (Modelle 1 bis 3) wurde ein Bifactor-Modell (Modell 4) spezifiziert, bei welchem die Items sowohl auf einen Generalfaktor als auch - ausgenommen diejenigen zur allgemeinen Lernfreude - auf einen fachspezifischen Faktor laden Skalen Schüler*innen M (SD) Mädchen M (SD) Jungen M (SD) Allgemeine Lernfreude t1 Allgemeine Lernfreude t2 2.67 (0.70) 2.51 (0.69) 2.75 (0.65) 2.62 (0.66) 2.60 (0.72) 2.41 (0.70) Lernfreude Mathematik t1 Lernfreude Mathematik t2 2.76 (0.82) 2.60 (0.83) 2.58 (0.83) 2.41 (0.84) 2.92 (0.77) 2.77 (0.79) Lernfreude Deutsch t1 Lernfreude Deutsch t2 2.77 (0.74) 2.70 (0.72) 2.89 (0.71) 2.84 (0.67) 2.67 (0.76) 2.56 (0.75) Tab. 1: Deskriptive Kennwerte für die manifesten Skalen Anmerkungen: Allgemeine Lernfreude N t1 / N t2 = 1450/ 1315 (Mädchen N t1 / N t2 = 687/ 620, Jungen N t1 / N t2 = 763/ 695); Lernfreude Mathematik N t1 / N t2 = 1450/ 1313 (Mädchen N t1 / N t2 = 687/ 620, Jungen N t1 / N t2 = 763/ 693); Lernfreude Deutsch N t1 / N t2 = 1450/ 1313 (Mädchen N t1 / N t2 = 687/ 620, Jungen N t1 / N t2 = 763/ 693). 186 Christine Mötteli, Urs Grob, Rita Stebler (vgl. Abbildung 1). Dieses Modell entspricht strukturell dem von Eid, Geiser, Koch und Heene (2017) beschriebenen Bifactor-(S-1)-Modell. Inhaltlich weist es Analogien zum von Brunner et al. (2010) als „Nested Marsh / Shavelson Model“ bezeichneten Bifactor-Modell für das allgemeine vs. fachspezifische akademische Selbstkonzept auf. Im Bifactor- (S-1)-Modell fasst der Generalfaktor die geteilte Varianz aller Items und repräsentiert damit fachunspezifische allgemeine Lernfreude. Die fachbezogenen Faktoren repräsentieren die jeweiligen rein fachspezifischen Varianzanteile der Lernfreude unter Herauspartialisierung aller Kovarianzanteile mit der generellen schulischen Lernfreude. Im Gegensatz zu einem Bifactor-Modell mit ausschließlich fachspezifischen Items kann infolge des Einbezugs der drei nur auf den Generalfaktor ladenden Items zur allgemeinen Lernfreude eine Residualkorrelation unter den fachspezifischen Faktoren resultieren. Die Modellgüte wurde anhand der Werte χ 2 , Comparative Fit Index (CFI), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) und Standardized Root Mean Residual (SRMR) nach den Cut-Off- Werten von Hu und Bentler (1999) beurteilt. Modellvergleiche wurden mittels korrigierter Satorra- Bentlerχ 2 -Tests (Satorra & Bentler, 2001) oder bei nicht-verschachtelten Modellen mit dem Bayesian Information Criterion (BIC) vorgenommen. Für den Nachweis der Messinvarianz wurden schrittweise Gleichheitsrestriktionen gesetzt und die Veränderung des CFI berechnet. Den Cut-off-Werten von Cheung und Rensvold (2002) folgend konnte bei separater Modellierung für alle drei Faktoren (allgemeine Lernfreude, Lernfreude Mathematik, Lernfreude Deutsch) im Hinblick auf die Zeit (t1/ t2) und Schulstufe mindestens metrische Invarianz und beim Geschlecht mindestens partielle metrische Invarianz nachgewiesen werden. Zur Untersuchung der Zusammenhänge zwischen der allgemeinen und der fachspezifischen Lernfreude (F2) wurden auf Basis des dreifaktoriellen Modells (vgl. M3, Tabelle 2) Korrelationen zwischen den einzelnen latenten Faktoren geschätzt. Zusätzlich wurde die um die allgemeine Lernfreude bereinigte Korrelation zwischen den Facetten Lernfreude Mathematik und Lernfreude Deutsch im Bifactor-Modell geschätzt. Zur Überprüfung allfälliger Geschlechterdifferenzen wurde anhand multipler Gruppenvergleiche je ein Modell für die Schülerinnen und eines für die Schüler geschätzt und mittels statistischer Absicherung von Differenzparametern daraufhin geprüft, ob sich die Korrelationen signifikant voneinander unterscheiden. Die Überprüfung, ob sich die Schulstufen unterscheiden, erfolgte in analoger Weise. GSLF FLFM FLFD Anmerkungen: GSLF = Generalfaktor Lernfreude; FLFM = Facette Lernfreude Mathematik; FLFD = Facette Lernfreude Deutsch; Zur besseren Übersichtlichkeit wurde auf die Darstellung der Residualkorrelationen verzichtet. Abb. 1: Bifactor-Modell Allgemeine und fachspezifische Lernfreude 187 Zur Klärung der gegenseitigen Beeinflussungsprozesse (F3) wurden latente Kreuzpfadmodelle mit zwei Messzeitpunkten modelliert. Als Basis dienten das dreifaktorielle Modell sowie das Bifactor-Modell jeweils mit restringierten Ladungen für t1/ t2 (metrische Invarianz). Mit Kreuzpfadmodellen können Merkmale durch - zu einem früheren Zeitpunkt gemessene - gleiche oder andere Merkmale erklärt werden. Die Voraussage des gleichen Merkmals (autoregressive Beziehung) beschreibt die Stabilität des Konstrukts zwischen den gemessenen Zeitpunkten, welche aufgrund der (veränderten) relativen Position und unabhängig vom Stichprobenmittelwert ermittelt wird. Durch die latente Modellierung des Kreuzpfadmodells können sowohl Messfehler als auch Residualkorrelationen identischer Items über die Zeit bei der Modellschätzung berücksichtigt werden (Kleinke, Schlüter & Christ, 2017). Aufgrund der zu großen Anzahl zu schätzender Parameter konnte der Vergleich der Regressionskoeffizienten des Kreuzpfadmodells zwischen der Primar- und der Sekundarstufe I nicht mittels eines multiplen Gruppenvergleichs durchgeführt werden. Stattdessen schätzten wir die Modelle separat und nahmen die statistische Absicherung der Parameterdifferenzen zwischen den Modellen nach der von Clogg, Petkova und Haritou (1995, S. 1276) beschriebenen Standardvorgehensweise vor. In der vorliegenden Untersuchung steht die strukturelle Klärung aus der individuellen Wahrnehmung der Schüler*innen im Zentrum des Erkenntnisinteresses. Daher wurden zur Modellentlastung sämtliche Analysen mit flachen Modellen durchgeführt. Die hierarchische Datenstruktur wurde mittels Korrektur der Standardfehler und χ 2 -Tests berücksichtigt. Zum Umgang mit fehlenden Werten wurde die Full Information Maximum Likelihood (FIML) Schätzmethode verwendet. Mit Ausnahme der deskriptiven Statistiken, welche mit SPSS Version 28 (IBM Corp, 2021) berechnet wurden, erfolgten die statistischen Analysen mit der Statistiksoftware Mplus Version 8.8 unter Verwendung des robusten MLR-Schätzers (Muthén & Muthén, 2017). Ergebnisse Modellbildung Tabelle 2 zeigt die Modelle mit unterschiedlicher Faktorzahl zur strukturellen Überprüfung der interessierenden Konstrukte. Das Globalfaktormodell M1, bei welchem alle Items (ausschließlich) auf einen Faktor laden, sowie das zweifaktorielle Modell M2 mit den Faktoren allgemeine Lernfreude und fachspezifische Lernfreude (Deutsch und Mathematik gemeinsam) zeigten zu beiden Zeitpunkten eine ungenügende Passung zu den Daten. Das dreifaktorielle Modell M3 (M3_t1; M3_t2) wies hingegen eine hohe Modellgüte auf. Das zusätzlich gebildete integrative Bifactor-Modell M4 (M4_t1; M4_t2) passte für die Gesamtstichprobe sowohl bezogen auf den BIC als auch auf die anderen Fitwerte am besten zu den Daten. Die fachspezifischen Items luden signifikant, aber deutlich tiefer auf den Generalfaktor Modell: Modellbeschreibung χ 2 (df) CFI RMSEA SRMR BIC M1_t1: 1 Faktor M2_t1: 2 Faktoren a M3_t1: 3 Faktoren b M4_t1: Bifactor-Modell 2170.76 (24) 1639.027 (26) 80.249 (21) 37.348 (17) .490 .617 .986 .995 .248 .207 .044 .029 .138 .175 .025 .016 31236.551 30762.427 28860.206 28833.675 M1_t2: 1 Faktor M2_t2: 2 Faktoren a M3_t2: 3 Faktoren b M4_t2: Bifactor-Modell 3160.518 (24) 1733.292 (26) 97.542 (21) 46.965 (17) .206 .568 .981 .992 .315 .223 .031 .037 .151 .176 .053 .020 28052.602 27431.766 25685.307 25659.950 Tab. 2: Zusammenfassung der Fit-Werte der CFA-Modelle t1/ t2 Anmerkungen: N t1 = 1450; N t2 = 1315. a Faktor 1: Allgemeine Lernfreude; Faktor 2: Fachspezifische Lernfreude (Deutsch und Mathematik zusammengenommen). b Faktor 1: Allgemeine Lernfreude; Faktor 2: Lernfreude Mathematik; Faktor 3: Lernfreude Deutsch. 188 Christine Mötteli, Urs Grob, Rita Stebler Lernfreude (t1: .23 - .52; t2: .30 - .50) als auf den jeweils fachspezifischen Faktor (t1: .43 - .85; t2: .50 - .83). Im Gegensatz zu diesen auf die Gesamtstichprobe bezogenen Strukturanalysen resultierte bei der nach Schulstufen getrennten Analyse zu beiden Zeitpunkten und für beide Schulstufen eine bessere Passung des dreifaktoriellen Modells gegenüber dem Bifactor-Modell (Primarstufe t1: ΔBIC = 4.50; Primarstufe t2: ΔBIC = 1.64; Sekundarstufe t1: ΔBIC = 4.07; Sekundarstufe t2: ΔBIC = 1.56). Analysen zur Beantwortung der zweiten und dritten Forschungsfrage wurden für die Gesamtstichprobe daher sowohl auf Basis des dreifaktoriellen Modells als auch auf Basis des Bifactor-Modells durchgeführt. Stufenspezifische Analysen wurden nur auf Basis des am besten passenden dreifaktoriellen Modells dokumentiert. Korrelationen der latenten Faktoren Auf Basis des dreifaktoriellen Modells (M3_t1; M3_t2) zeigten sich für beide Zeitpunkte positive und höchst signifikante Korrelationen zwischen der allgemeinen Lernfreude und der fachspezifischen Lernfreude. Zum Zeitpunkt t1 teilte die allgemeine Lernfreude mit der Lernfreude Mathematik 16,1 % und mit der Lernfreude Deutsch 31,8 % der Varianz. Die Lernfreude Mathematik und die Lernfreude Deutsch korrelierten zum Zeitpunkt t1 schwach, aber signifikant miteinander (r = .13, p < .01). Zu t2 war der Zusammenhang hingegen nur zufällig von 0 verschieden (p ≥ .05). Der multiple Gruppenvergleich nach Geschlecht zeigte zum Zeitpunkt t1 keine signifikanten Unterschiede in den Faktorkorrelationen (ohne Tabelle). Zum Zeitpunkt t2 korrelierte die allgemeine Lernfreude mit der Lernfreude Deutsch bei den Jungen (r = .62, p < .001) stärker als bei den Mädchen (r = .42, p < .001; Δr = .20, p < .001). Schulstufenspezifische Analysen zeigten für beide Zeitpunkte deutliche und signifikante Unterschiede bei allen Korrelationen der latenten Faktoren (vgl. Tabelle 3). Alle Korrelationen zwischen der allgemeinen und der fachspezifischen Lernfreude waren in der Primarstufe stärker als in der Sekundarstufe I. Die Lernfreude Mathematik und die Lernfreude Deutsch korrelierten zu beiden Zeitpunkten nur in der Primarstufe signifikant positiv miteinander. Zusätzlich wurde die um die allgemeine Lernfreude bereinigte Korrelation zwischen der Facette Lernfreude Mathematik und der Facette Lernfreude Deutsch im Bifactor-Modell geschätzt (ohne Tabelle). Die beiden Facetten korrelierten zu beiden Zeitpunkten signifikant negativ miteinander (t1: r = -.15, p < .01; t2: r = -.24, p < .001). Multiple Gruppenvergleiche nach Schulstufe zeigten jedoch nur für die Sekundarstufe I signifikante Korrelationen (t1: r = -.22, p < .001; t2: r = -.24, p < .001). Basis Modell M3_t1 Allgemeine Lernfreude t1 Lernfreude Mathematik t1 Lernfreude Mathematik t1 .40*** .47***/ .35*** - Lernfreude Deutsch t1 .56*** .64***/ .51*** .13** .30***/ .02 Basis Modell M3_t2 Allgemeine Lernfreude t2 Lernfreude Mathematik t2 Lernfreude Mathematik t2 .43*** .61***/ .32*** - Lernfreude Deutsch t2 .55*** .61***/ .50*** .05 .18*/ -.02 Tab. 3: Korrelationstabelle der latenten Faktoren im dreifaktoriellen Modell zu t1 und t2 (M3_t1/ M3_t2) Anmerkungen: Auf der jeweils zweiten Zeile werden die Werte getrennt nach Schulstufe (Prim/ Sek) angegeben. Alle Unterschiede zwischen den Stufen sind signifikant (p < .05); N t1 = 1450 (N Prim_t1 = 404; N Sek_t1 = 1046); N t2 = 1315 (N Prim_t2 = 367; N Sek_t2 = 948) *** p < .001; ** p < .01; * p < .05. Allgemeine und fachspezifische Lernfreude 189 Kreuzpfadmodelle Im Kreuzpfadmodell auf Basis des Bifactor- Modells ergaben sich für den Generalfaktor Lernfreude ( β = .64, p < .001) sowie für die Facetten Lernfreude Mathematik ( β = .65, p < .001) und Lernfreude Deutsch ( β = .55, p < .001) direkte positive autoregressive Effekte von t1 auf t2. Die Stabilitäten der Facetten Lernfreude Mathematik und Lernfreude Deutsch unterschieden sich nicht signifikant. Zwischen dem Generalfaktor Lernfreude und den fachspezifischen Facetten der Lernfreude bestanden keine bedeutsamen Kreuzpfade. Hingegen zeigten sich zwischen der Facette Lernfreude Mathematik und der Facette Lernfreude Deutsch wechselseitige signifikante Kreuzpfade mit kleinem negativem Effekt. Die beiden fachspezifischen Facetten der Lernfreude korrelierten nur zum Zeitpunkt t1 miteinander (t1: r = -.15, p < .001). Im Kreuzpfadmodell auf Basis des dreifaktoriellen Modells (vgl. Abbildung 3) unterschieden sich die autoregressiven Pfade nicht signifikant und verwiesen bei allen drei Faktoren auf hohe relative Stabilitäten. Signifikante Kreuzpfade zeigten sich wie in der Variante basierend auf dem Bifactor-Modell nur zwischen der Lernfreude Mathematik und der Lernfreude Deutsch. Mit Ausnahme der positiven Korrelation zwischen der Lernfreude Mathematik und der Lernfreude Deutsch zu t2 im Kreuzpfadmodell fielen die Korrelationen der latenten Faktoren ähnlich wie die unbedingten Korrelationen aus (vgl. Tabelle 3). Durch das Modell wurden die latenten Faktoren zu t2 nur moderat erklärt (LFA2: 39,2 %; LFM2: 45,8 %; LFD2: 39,6 %). GSLF1 GSLF2 FLFM1 FLFM2 FLFD1 FLFD2 .64*** .65*** .55*** -.15*** -.16*** -.14** Anmerkungen: Fit-Werte: χ 2 (112) = 213.391, p < .001, CFI = .99, RMSEA = .02, SRMR = .03; GSLF = Generalfaktor Lernfreude; FLFM = Facette Lernfreude Mathematik; FLFD = Facette Lernfreude Deutsch; Signifikante Pfade (*** p < .001; ** p < .01; * p < .05) sind schwarz, nicht signifikante Pfade grau dargestellt; Für eine bessere Übersichtlichkeit sind die Indikatoren sowie die Residualkorrelationen der Indikatoren nicht dargestellt; N = 1735; Eine Tabelle mit den Beta-Koeffizienten, Standardfehlern und p-Werten sämtlicher Pfade und Korrelationen befindet sich im Anhang 2. Abb. 2: Kreuzpfadmodell auf Basis des Bifactor-Modells 190 Christine Mötteli, Urs Grob, Rita Stebler Das nach Schulstufen getrennte Kreuzpfadmodell (Basis dreifaktorielles Modell) zeigte sowohl für die Primarstufe als auch für die Sekundarstufe I eine gute Passung zu den Daten (vgl. Abbildung 4). Für beide Schulstufen wies die allgemeine Lernfreude absolut betrachtet die geringste Stabilität auf, wobei die statistische Absicherung keine signifikanten Unterschiede im Hinblick auf die Stabilitäten der verschiedenen Faktoren innerhalb der Stufe zeigte. Hingegen war die Stabilität der allgemeinen Lernfreude in der Primarstufe signifikant tiefer als in der Sekundarstufe I. Signifikante und negative Kreuzpfade lagen nur in der Sekundarstufe I zwischen den Faktoren Lernfreude Mathematik und Deutsch vor. Allerdings unterschieden sich die Modelle der Primarstufe und der Sekundarstufe I nicht signifikant im Hinblick auf die Kreuzpfade, d. h. von der Lernfreude Mathematik t1 zur Lernfreude Deutsch t2 (Δb = .04, p ≥ .05) bzw. von der Lernfreude Deutsch t1 auf die Lernfreude Mathematik t2 (Δb = .03, p ≥ .05). Diskussion Lernfreude gilt als wichtige Voraussetzung für erfolgreiches schulisches und lebenslanges Lernen. Lehrpersonen sollten sie daher stützen und fördern. Wirksame didaktische und methodische Zugänge bedingen jedoch eine Klärung der Zusammenhänge und gegenseitigen Beeinflussungsprozesse der allgemeinen und fachspezifischen Lernfreude. Da bisherige Studien zumeist entweder die fachspezifische Lernfreude oder die allgemeine Lernfreude untersuchten, fehlen Erkenntnisse, wie diese beiden Konstrukte zusammenhängen und ob bzw. inwiefern sie einander beeinflussen. Ziel des vorliegenden Artikels war daher, anhand von Fragebogendaten die Beziehung und mögliche wechselseitige Beeinflussungsprozesse zwischen allgemeiner und fachspezifischer habitueller Lernfreude unter Berücksichtigung von Alter und Geschlecht zu untersuchen. LFA1 .59*** .40*** LFA2 LFM1 LFM2 LFD1 LFD2 .65*** .58*** .12** -.13** -.14** .45*** .22*** .56*** .50*** Anmerkungen: Fit-Werte: χ 2 (114) = 313.164, p < .001, CFI = .98, RMSEA = .03, SRMR = .04; LFA = allgemeine Lernfreude; LFM = Lernfreude Mathematik; LFD = Lernfreude Deutsch; Signifikante Pfade (*** p < .001; ** p < .01; * p < .05) sind schwarz, nicht signifikante Pfade grau dargestellt; Für eine bessere Übersichtlichkeit sind die Indikatoren sowie die Residualkorrelationen der Indikatoren nicht dargestellt; N = 1735; Eine Tabelle mit den Beta-Koeffizienten, Standardfehlern und p-Werten sämtlicher Pfade und Korrelationen befindet sich im Anhang 3. Abb. 3: Kreuzpfadmodell auf Basis des dreifaktoriellen Modells Allgemeine und fachspezifische Lernfreude 191 Anmerkungen: Kreuzpfadmodell Primarstufe, Fit-Werte: χ 2 (114) = 186.675, p < .001, CFI = .98, RMSEA = .04, SRMR = .05; Kreuzpfadmodell Sekundarstufe I, Fit-Werte: χ 2 (114) = 236.883, p < .001, CFI = .98, RMSEA = .03, SRMR = .04; LFA = allgemeine Lernfreude; LFM = Lernfreude Mathematik; LFD = Lernfreude Deutsch; Signifikante Pfade (*** p < .001; ** p < .01; * p < .05) sind schwarz, nicht signifikante Pfade grau dargestellt; Für eine bessere Übersichtlichkeit sind die Indikatoren sowie die Residualkorrelationen der Indikatoren nicht dargestellt; N Prim = 495, N Sek = 1240; Eine Tabelle mit den Beta-Koeffizienten, Standardfehlern und p-Werten sämtlicher Pfade und Korrelationen befindet sich im Anhang 4. Abb. 4: Kreuzpfadmodell nach Schulstufe getrennt auf Basis des dreifaktoriellen Modells LFA1 .41*** .48*** -.10* -.12* Kreuzpfadmodell Primarstufe Kreuzpfadmodell Sekundarstufe I LFA2 LFM1 LFM2 LFD1 LFD2 LFA1 LFA2 LFM1 LFM2 LFD1 LFD2 .60*** .45*** .63*** .68*** .66*** .31*** .63*** .25** .35*** .32*** .19** .63*** .51*** .57*** .45*** 192 Christine Mötteli, Urs Grob, Rita Stebler Als erste Forschungsfrage wurde untersucht, ob die allgemeine und die fachspezifische Lernfreude eigenständige Faktoren sind oder als gemeinsames Konstrukt konzeptualisiert werden können. Für die Gesamtstichprobe zeigte das integrative Bifactor-(S-1)-Modell die beste Passung zu den Daten. Für die nach Schulstufen getrennte Modellierung passte hingegen das konstruktseparierende dreifaktorielle Modell besser. Die Ursache für diesen uneinheitlichen Befund dürfte in den stufenspezifischen Faktorbeziehungen (vgl. Korrelationen) liegen. Wird durch Zusammenfassen der Schulstufen diesen Divergenzen keine Rechnung getragen, zeigt sich dies in einer verhältnismäßig schlechteren Passung des dreifaktoriellen Modells. Die Modellierung dieser nach Schulstufe unterschiedlichen Grade geteilter Varianz über einen Generalfaktor im Bifactor-(S-1)-Modell scheint besser zu gelingen. Die Analysen zeigten, dass sich ein übergeordnetes Konstrukt Lernfreude nur bilden lässt, wenn gleichzeitig die Fachspezifität im Modell so berücksichtigt wird, dass die fachspezifischen Faktoren korreliert sein können. Trotz des Nachweises substanzieller geteilter Varianzanteile lässt sich durch die Auswertungen die Frage, ob es sich bei der fachspezifischen und der allgemeinen schulischen Lernfreude um Facetten eines übergeordneten Konstruktes oder um verwandte, aber unterschiedliche Konstrukte handelt, nicht abschließend beantworten. Es bedarf daher weiterer Studien, welche die allgemeine und die fachspezifische Lernfreude sowohl als eigenständige Faktoren als auch als Faktoren im Rahmen von Bifactor-(S-1)-Modellen über mehrere Schulstufen untersuchen. Zudem müssten weitere Unterrichtsfächer einbezogen werden, denn Brunner et al. (2010) fassen Erkenntnisse aus Marshs Untersuchungen zum Selbstkonzept dahingehend zusammen, dass das mathematische und das verbale Selbstkonzept bei Berücksichtigung von nur wenigen Fächern kaum korreliert sind. Hingegen korrelieren die beiden Selbstkonzepte unter Einbezug mehrerer Fächer. Die zweite Forschungsfrage bezog sich auf die Zusammenhänge zwischen der allgemeinen Lernfreude, der Lernfreude Mathematik und der Lernfreude Deutsch. Im dreifaktoriellen Modell zeigten sich zu beiden Zeitpunkten positive und höchst signifikante Korrelationen zwischen der allgemeinen Lernfreude und der fachspezifischen Lernfreude. Die allgemeine Lernfreude korrelierte dabei stärker mit der Lernfreude Deutsch als mit der Lernfreude Mathematik. Diese Beziehung zeigte sich auch im Bifactor-Modell, wobei die Ladungen der deutschspezifischen Items auf den Generalfaktor Lernfreude höher ausfielen als die Ladungen der mathematikspezifischen Items. Eine mögliche Erklärung für diesen Befund wäre, dass Deutsch als Schulsprache in allen Unterrichtsfächern verwendet wird. Die fachspezifische Lernfreude Mathematik und Deutsch korrelierten im dreifaktoriellen Modell in Übereinstimmung mit bisherigen Studien (Goetz, Pekrun et al., 2006) nur schwach (t1) bzw. nicht (t2) signifikant. Schulstufenspezifische Analysen zeigten in der Primarstufe einen signifikanten schwachen (t2) bzw. mittleren (t1) Zusammenhang der fachspezifischen Lernfreude Mathematik und Deutsch, während die Korrelationen in der Sekundarstufe I nicht signifikant ausfielen. Dieser Befund lässt sich mit Blick auf die Selbstkonzeptforschung, welche von einer mit dem Alter zunehmenden Differenzierung und Akzentuierung der Fachspezifität ausgeht (Marsh, 1986; Möller & Trautwein, 2020), erklären. Die zunehmende Fachspezifität zeigt sich demnach auch bezogen auf die Emotion Lernfreude. Eine weitere Erklärung für die zunehmende Fachspezifität der Lernfreude wäre, dass in der Sekundarstufe I der Unterricht von Fachlehrpersonen erteilt wird, während in der Primarstufe die Hauptfächer in der Regel von der gleichen Lehrperson unterrichtet werden. In zukünftigen Studien bleibt zu klären, welcher Anteil der stärkeren Korrelationen in der Primarstufe auf das Alter bzw. auf den Unterrichtsstil der Lehrperson zurückgeführt werden kann. Allgemeine und fachspezifische Lernfreude 193 Während sich die Korrelationen in Abhängigkeit vom Alter unterschieden, zeigten sich mit Ausnahme der stärkeren Korrelation bei den Jungen als bei den Mädchen zwischen der allgemeinen Lernfreude und der Lernfreude Deutsch zu t2 keine bedeutenden Unterschiede. Bei der Interpretation des Geschlechtervergleichs ist jedoch einschränkend zu berücksichtigen, dass für die Lernfreude Mathematik zum Zeitpunkt t2 nur partiell metrische Invarianz nachgewiesen werden konnte. Das Alter erwies sich im Hinblick auf das strukturelle Konstruktverständnis nicht als bedeutend. Als dritte Forschungsfrage wurde untersucht, ob sich die allgemeine Lernfreude und die fachspezifische Lernfreude über die Zeit bedingen. Die Kreuzpfadmodelle zeigten keine signifikanten Kreuzpfade in Bezug auf den Generalfaktor Lernfreude (Basis Bifactor-Modell) bzw. auf den Faktor allgemeine Lernfreude (Basis dreifaktorielles Modell). Eine Wirkung von der allgemeinen auf die fachspezifische Lernfreude oder umgekehrt konnte somit nicht nachgewiesen werden. Dieser Befund entspricht den Ergebnissen von Gogol et al. (2016) zur Emotion Angst. Allerdings zeigten sich in unserer Arbeit in beiden Modellen Kreuzpfade mit schwach negativen Effekten zwischen der fachspezifischen Lernfreude Deutsch und Mathematik. Werden die Kreuzpfadmodelle getrennt nach Schulstufe geschätzt (Basis dreifaktorielles Modell), weist nur das Modell der Sekundarstufe I signifikante (negative) Kreuzpfade auf. Auch dieses Ergebnis spricht für eine zunehmende fachliche Ausdifferenzierung und Akzentuierung der Lernfreude: Eine positive oder negative Veränderung der Lernfreude in einem der beiden Fächer geht der Tendenz nach mit einer inversen Entwicklung im anderen Fach einher. Obwohl dieser Befund vor dem Hintergrund des I/ E Modells von Marsh (1986) plausibilisiert werden kann, lässt der negative Kreuzeffekt drauf schließen, dass eine isoliert betrachtete fachspezifische Förderung der Lernfreude zu kurz greift. Beim Vergleich der Kreuzpfadmodelle zwischen Primar- und Sekundarstufe I ist einschränkend festzuhalten, dass es sich um separat geschätzte Modelle und nicht um einen Gruppenvergleich handelt. Daher sind die Faktoren nicht restringiert bzw. messäquivalent. In den Kreuzpfadmodellen zeigten sich darüber hinaus für alle Faktoren hohe autoregressive Beziehungen, die auf eine beträchtliche Merkmalsstabilität hinwiesen. Die Stabilität des Generalfaktors Lernfreude (Basis Bifactor-Modell) lag mit .64 nur ganz leicht und im Zufallsstreubereich höher als die Stabilität der allgemeinen schulischen Lernfreude (.59) (Basis dreifaktorielles Modell), wobei bisherige Studien (Gogol et al., 2016; Hagenauer & Hascher, 2014) vergleichbare, wenn auch etwas geringere Stabilitäten zeigten. Zusammenfassend zeigten die vorliegenden Auswertungen, dass unter Berücksichtigung der Fachspezifität über Facetten eines Bifactor- Modells die Bildung eines generischen bzw. fachübergreifenden Generalfaktors Lernfreude möglich war. Bei schulstufenspezifischer Auswertung passte das konstruktseparierende dreifaktorielle Modell allerdings besser zu den Daten. Während die Korrelationen (bzw. Ladungen im Bifactor-Modell) auf eine klare Beziehung zwischen der fachspezifischen und der allgemeinen schulischen Lernfreude hinweisen, zeigten sich längsschnittlich betrachtet keine wechselseitigen Beeinflussungsprozesse. Insgesamt legen die Auswertungen eine mit dem Alter zunehmende Differenzierung der fachlichen Präferenzen nahe, weshalb die Klärung der Beziehung von fachspezifischer und allgemeiner schulischer Lernfreude unter Berücksichtigung des Alters erfolgen sollte. Das Geschlecht erwies sich im Hinblick auf die absolute Ausprägung als relevant, nicht aber in Bezug auf die Zusammenhänge. Mit der Untersuchung der Beziehung zwischen allgemeiner und fachspezifischer Lernfreude in der Primar- und Sekundarstufe I sowie der integrativen Modellierung im Rahmen des Bifactor-Modells leistet der Artikel einen Beitrag zur Klärung der Konstrukte, was sowohl für zukünftige Forschungsarbeiten als auch den Schulunterricht relevant sein dürfte. Aufgrund der gefundenen Zusammenhänge sollte die Lernfreude im Unterricht 194 Christine Mötteli, Urs Grob, Rita Stebler nicht nur fachspezifisch, sondern auch fachübergreifend gestützt und gefördert werden. Während in verschiedenen vorangehenden Studien als praktische Implikation empfohlen wurde, die Lernfreude fachspezifisch zu denken, legen die deutlichen Zusammenhänge zwischen der allgemeinen und der fachspezifischen Lernfreude insbesondere für jüngere Schüler*innen eine globalere, den gesamten Unterricht betreffende Sicht nahe. Für die Praxis ist daher eine enge Zusammenarbeit der Fachlehrpersonen in Bezug auf die Förderung der Lernfreude zu empfehlen. Zu einem ähnlichen Schluss gelangten auch Gogol et al. (2016), welche als praktische Implikation empfahlen, unterrichtliche Interventionen zur Förderung von Interesse oder zur Angstreduktion unter Berücksichtigung verschiedener Fachbereiche zu planen. Mit der Forderung einer ganzheitlicheren Sichtweise, welche die allgemeine und die fachspezifische Perspektive beachtet, schließt die Untersuchung der Lernfreude an den aktuellen Diskurs in der Unterrichtsforschung an, der sich mit der Frage beschäftigt, inwiefern Dimensionen der Unterrichtsqualität generisch oder fachspezifisch sind (Praetorius & Gräsel, 2021). Dabei geht es nicht um eine Negierung der Fachspezifität, sondern darum, die Gemeinsamkeiten zu erkennen und zu stärken bei gleichzeitiger Berücksichtigung der fachlichen Besonderheiten. Nebst der Empfehlung, die Lernfreude nicht nur fachspezifisch, sondern auch fachübergreifend zu fördern, legen die zunehmende Profilbildung sowie die höheren Stabilitäten in der Sekundarstufe I eine gezielte Förderung bereits in der Primarstufe nahe - auch wenn die Lernfreude in der Primarstufe noch überwiegend positiv eingeschätzt wird (z. B. Vierhaus et al., 2016). Vor dem Hintergrund der Kontroll-Wert-Theorie (Pekrun, 2006) sollte daher bereits im Primarschulalter explizit die Relevanz der Lerninhalte thematisiert sowie Selbst- und Mitbestimmungsmöglichkeiten, verbunden mit einer qualitativ hochstehenden Lernunterstützung, eingeräumt werden. Darüber hinaus sollten sich die Lehrpersonen bewusst sein, dass sich sowohl die Qualität ihres Unterrichts (z. B. Hettinger, Lazarides, Rubach & Schiefele, 2021; Lei, Cui & Chiu, 2018) als auch der Enthusiasmus am Unterrichten (Frenzel, Goetz, Lüdtke, Pekrun & Sutton, 2009) auf die Lernfreude der Schüler*innen auswirkt. Bei der Interpretation der Resultate sind verschiedene Limitationen zu berücksichtigen. Die Daten stammen aus dem breit angelegten schulischen Entwicklungsforschungsprojekt perLen, womit verschiedene Einschränkungen verbunden sind: Damit die Schüler*innen den Umfang des Fragebogens gut bewältigen konnten, wurden Kurzskalen eingesetzt und nur in zwei Fachbereichen die fachspezifische Lernfreude erhoben. Zur vertieften Klärung des Konstrukts Lernfreude wäre der Einbezug weiterer Fachbereiche sinnvoll, da aus bisherigen Studien bekannt ist, dass Mathematik und Deutsch bezüglich Lernfreude kaum Varianz teilen. Auch könnten die Konstrukte durch eine umfassendere Skala, die alle Komponenten der Emotionen mit mehreren Items berücksichtigt, genauer erhoben werden. Allerdings erwies sich in der Studie von Gogol et al. (2014) die Erfassung von motivational-affektiven Konstrukten durch eine Kurzskala mit drei Items als angemessene Alternative zur längeren Originalskala. Einschränkungen bezüglich der Messskala ergeben sich auch dadurch, dass die Items nicht vollständig parallel formuliert wurden und nur eine nicht-situative, überdauernde Form von Emotion erfasst wurde. Daher wäre für zukünftige Studien sowohl eine zusätzliche Erhebung der kognitiv weniger stark beeinflussten State-Emotionen mittels Time- oder Experience-Sampling als auch eine Replikation der gegenseitigen Beeinflussungsprozesse von allgemeiner und fachspezifischer Lernfreude mit parallel formulierten Items zu empfehlen. Da sich die Operationalisierungen der Lernfreude in verschiedenen Studien teils deutlich unterscheiden, wird für eine bessere theoretische und methodische Vergleichbarkeit zudem empfohlen, die neuen Skalen mit parallel formulierten Items gestützt auf etablierte Lernfreude-Skalen zu entwickeln. Weitere kritisch zu diskutieren- Allgemeine und fachspezifische Lernfreude 195 de Aspekte der Messinstrumente finden sich im Anhang 1. Eine weitere Limitation ergibt sich daraus, dass in der perLen-Studie nur für die Lernfreude fachspezifische Items erhoben wurden. Daher konnte mit den vorliegenden Daten die strukturelle Beziehung weiterer Emotionen nicht untersucht werden. Ausgehend von den hier berichteten Ergebnissen sollten zukünftige Studien mehrere Fächer einbeziehen und verschiedene Emotionen untersuchen. Weiter ist der Zeitpunkt unserer Untersuchung insbesondere für die Schätzung der Stabilität kritisch einzuschätzen. Sowohl in der 6. Klasse als auch in der 9. Klasse stehen die Schüler*innen vor zentralen Transitionen, welche mit einer Selektion verbunden sind. Dies dürfte die Lernfreude in besonderem Maße beeinflussen. Abgesehen von der Stabilität wird jedoch kein Einfluss der bevorstehenden Transition auf die strukturelle Beziehung der Lernfreude vermutet. Ebenfalls muss berücksichtigt werden, dass es sich bei unserer Untersuchungsgruppe um ein Subsample einer größeren, jedoch nicht auf einer Zufallsstichprobe basierenden Studie handelt und die Lernfreude nur aus Sicht der Schüler*innen erfasst wurde. Zudem ist die Untersuchungsgruppe der Primarstufe deutlich kleiner als jene der Sekundarstufe I. Da nicht die absolute Ausprägung, sondern die allgemeine Struktur der Lernfreude untersucht wurde, wird die dadurch resultierende potenzielle Verzerrung aufgrund der nicht-zufälligen Stichprobenziehung als begrenzt eingeschätzt. Die Ergebnisse der Studie zeigten dieser Annahme folgend eine weitgehende Übereinstimmung mit dem bisherigen Forschungsstand. Aus methodischer Sicht ist zudem anzumerken, dass für die Untersuchung der gegenseitigen Beeinflussungsprozesse (3. Fragestellung) latente Kreuzpfadmodelle verwendet wurden. Diese klassischen Modelle unterscheiden jedoch nicht zwischen Effekten innerhalb und zwischen Personen (Hamaker, Kuiper & Grasmann, 2015). In der vorliegenden Arbeit wurde die Verwendung der klassischen Kreuzpfadmodelle als passende Methode erachtet, da nur zwei Messzeitpunkte vorliegen. Random-Intercept-Cross-Lagged Panel Models (RI-CLPM) setzen hingegen mindestens drei Messzeitpunkte voraus. Da die Trennung zwischen Trait- und State-Anteilen (Varianz zwischen den und innerhalb der Personen) wünschbar ist, sollten in weiterführenden Forschungsarbeiten, denen drei oder mehr Messzeitpunkte zur Verfügung stehen, besagte RI-CLPM zur Anwendung gelangen. Literatur Ainley, M. & Hidi, S. (2014). Interest and Enjoyment. In R. Pekrun & L. Linnenbrink-Garcia (Eds.), International Handbook of Emotions in Education (S. 205 - 227). New York: Routledge. Brunner, M., Keller, U., Dierendonck, C., Reichert, M., Ugen, S., Fischbach, A. & Martin, R. (2010). 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Rita Stebler Institut für Erziehungswissenschaft Universität Zürich, Schweiz E-Mail: christine.moetteli@ife.uzh.ch (Korrespondenz) grob@ife.uzh.ch rstebler@quickline.ch 198 Christine Mötteli, Urs Grob, Rita Stebler Anhang 1 Ergänzende Erläuterungen zu den Messinstrumenten Schulische Lernfreude wird in der wissenschaftlichen Literatur sehr unterschiedlich operationalisiert (z. B. Gerecht, Steinert, Klieme & Döbrich, 2012; Hagenauer, 2011; Helmke, 1993; Pekrun, Goetz, Frenzel, Barchfeld & Perry, 2011). Im Rahmen dieses Anhangs werden daher die Skalen unseres Beitrages und ihre Limitationen vertiefend erläutert, um die Ergebnisse und ihre Aussagekraft besser interpretieren und einordnen zu können. Kontext der Skalenbildung: Das perLen-Projekt Die Daten für den vorliegenden Artikel stammen aus der von der Stiftung Mercator Schweiz geförderten perLen-Studie (Personalisierte Lernkonzepte in heterogenen Lerngruppen) unter der Leitung von Prof. em. Dr. K. Reusser, Prof. em. Dr. Ch. Pauli und Dr. R. Stebler. Die perLen- Studie hatte zum Ziel, den Unterricht in Schulen mit personalisierten Lernkonzepten im Längsschnitt hinsichtlich der Unterrichtsorganisation, der Lehr-Lernkultur oder der Unterrichtswirkungen zu untersuchen (Stebler, Pauli & Reusser, 2018, 2021). Nebst der breiten wissenschaftlichen Ausrichtung war das perLen-Projekt auch praxisorientiert angelegt. Operationalisierung der Konstrukte: Skalenbildung und Kritik Im Rahmen der perLen-Studie wurde unter der allgemeinen schulischen Lernfreude die generische emotionale Besetzung dem schulischen Lernen gegenüber verstanden. Als Messinstrument für die allgemeine schulische Lernfreude diente eine Skala mit drei Items. Davon können die beiden Items „Ich finde das Lernen in der Schule [ist] spannend“ (Hagenauer, 2011, S. 333) und „Lernen ist cool“ (perLen-Studie) aus theoretischer Sicht der kognitiven Komponente der Lernfreude zugeordnet werden. Das dritte Item „Ich gehe gerne zur Schule“ (Buff, 2013, S. 6) bezieht sich auf die affektive Komponente der Emotion Lernfreude. Zu dieser Skala ist kritisch anzumerken, dass die zentrale affektive Komponente der Lernfreude nur mit einem Item erfasst wird, dessen inhaltliche Eignung zudem vor allem bei isolierter Betrachtung infrage gestellt werden kann: So bezieht sich die Formulierung des entsprechenden Items allgemein auf die Schule und nicht spezifisch auf das Lernen in der Schule. Die Platzierung dieses Items im Fragebogen war jedoch so gewählt, dass sich sowohl die sechs vorhergehenden als auch die sieben nachfolgenden Items explizit auf das Lernen bezogen. Auch aus methodischer Sicht erwies sich dieses Item als geeignet für die Skala. So lud das entsprechende Item mit den beiden anderen Items zusammen klar auf einen Faktor, der als Lernfreude interpretiert wurde. Zudem ließ sich die Skala Lernfreude dimensional von verwandten Konstrukten wie dem schulischen Wohlbefinden abgrenzen. Auch die Reliabilität (Cronbach’s Alpha) ist unter Einbeziehung des betreffenden Items („Ich gehe gerne zur Schule“) höher. Darüber hinaus kann hinsichtlich der Itemformulierung kritisch diskutiert werden, ob anstelle des Wortes „gerne“, das laut Duden synonym zu „mit Freude“ verwendet wird, das Wort „Freude“ in der Itemformulierung verwendet werden sollte (z. B. „Das Lernen in der Schule macht mir Freude“). Weitere Einschränkungen des Messinstruments werden im Artikel diskutiert. Die Erfassung der fachspezifischen Lernfreude erfolgte über die gekürzte Skala von Waldis, Buff, Pauli und Reusser (2002) mit den drei Items „Mathematik/ Deutsch ist spannend“, „Ich habe Mathematik/ Deutsch gern“ und „Mathematik/ Deutsch macht mir keinen Spaß“. In dieser Skala bezieht sich das Item „Mathematik/ Deutsch ist spannend“ auf die kognitive Komponente der Lernfreude. Die Items „Ich habe Mathematik/ Deutsch gern“ und „Mathematik/ Deutsch macht mir keinen Spaß“ beziehen sich auf die affektive Komponente. Analog Allgemeine und fachspezifische Lernfreude 199 zur allgemeinen Lernfreude könnte wiederum kritisch diskutiert werden, inwiefern bei einer solch kurzen Skala das Wort „Freude“ vorzuziehen ist oder ob die alltagssprachlich näherliegenden, weitgehend synonymen Ausdrücke „gerne“ und „Spaß“ die Lernfreude valide erfassen können. Weitere mögliche Kritikpunkte, wie z. B. die nicht vollständig parallele Formulierung der Items der allgemeinen und fachspezifischen Lernfreude oder auch Einschränkungen, die sich durch die Messung mittels Fragebogen ergeben, werden im Abschnitt zu den Limitationen besprochen. Literatur Buff, A. (2013). Dokumentation der Zürcher Lernstandserhebung Ende der 6. Klasse, Motivationsskalen (LeZH6). Interne Version. PH Zürich. Gerecht, M., Steinert, B., Klieme, E. & Döbrich, P. (2012). 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Das Buch beschreibt die wesentlichen Meilensteine der ein- und besonders der mehrsprachigen Entwicklung. Zu den jeweiligen Entwicklungschritten werden passende Strategien sowie praktische Ansätze und Spielideen für die Sprachförderung vorgestellt. Ein hilfreicher Begleiter für Erzieher: innen und Lehrer: innen, die mit ein- und mehrsprachigen Kindern arbeiten - auch für Kinder mit Migrations- und Fluchterfahrung geeignet! 200 Christine Mötteli, Urs Grob, Rita Stebler Beta-Koeffizient S. E. Beta p Pfade LFA1 - LFA2 LFA1 - LFM2 LFA1 - LFD2 LFM1 - LFA2 LFM1 - LFM2 LFM1 - LFD2 LFD1 - LFA2 LFD1 - LFM2 LFD1 - LFD2 0.590 0.077 0.098 0.026 0.653 -0.129 0.044 -0.138 0.578 0.048 0.046 0.066 0.038 0.029 0.042 0.040 0.045 0.055 0.000 0.096 0.138 0.504 0.000 0.002 0.278 0.002 0.000 Korrelationen LFA1 - LFM1 LFA1 - LFD1 LFM1 - LFD1 LFA2 - LFM2 LFA2 - LFD2 LFM2 - LFD2 0.403 0.557 0.117 0.447 0.497 0.215 0.029 0.026 0.039 0.052 0.051 0.047 0.000 0.000 0.003 0.000 0.000 0.000 Anhang 3 Differenzierte Werte zur Abbildung 3: Kreuzpfadmodell auf Basis des dreifaktoriellen Modells Anmerkungen: LFA = allgemeine Lernfreude; LFM = Lernfreude Mathematik; LFD = Lernfreude Deutsch. Beta-Koeffizient S. E. Beta p Pfade GSLF1 - GSLF2 GSLF1 - FLFM2 GSLF1 - FLFD2 FLFM1 - GSLF2 FLFM1 - FLFM2 FLFM1 - FLFD2 FLFD1 - GSLF2 FLFD1 - FLFM2 FLFD1 - FLFD2 0.638 -0.001 0.018 0.034 0.653 -0.160 0.037 -0.141 0.546 0.031 0.031 0.045 0.034 0.026 0.045 0.034 0.042 0.048 0.000 0.963 0.698 0.314 0.000 0.000 0.275 0.001 0.000 Korrelationen FLFM1 - FLFD1 FLFM2 - FLFD2 -0.154 -0.017 0.043 0.057 0.000 0.771 Anhang 2 Differenzierte Werte zur Abbildung 2: Kreuzpfadmodell auf Basis des Bifactor-Modells Anmerkungen: GSLF = Generalfaktor Lernfreude; FLFM = Facette Lernfreude Mathematik; FLFD = Facette Lernfreude Deutsch. Allgemeine und fachspezifische Lernfreude 201 Primarstufe Beta-Koeffizient S. E. Beta p Pfade LFA1 - LFA2 LFA1 - LFM2 LFA1 - LFD2 LFM1 - LFA2 LFM1 - LFM2 LFM1 - LFD2 LFD1 - LFA2 LFD1 - LFM2 LFD1 - LFD2 0.414 0.007 0.160 0.097 0.602 -0.142 0.042 -0.095 0.454 0.077 0.092 0.139 0.073 0.050 0.081 0.074 0.084 0.107 0.000 0.937 0.250 0.180 0.000 0.080 0.573 0.255 0.000 Korrelationen LFA1 - LFM1 LFA1 - LFD1 LFM1 - LFD1 LFA2 - LFM2 LFA2 - LFD2 LFM2 - LFD2 0.476 0.631 0.307 0.633 0.573 0.250 0.049 0.045 0.067 0.036 0.081 0.076 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.001 Anhang 4 Differenzierte Werte zur Abbildung 4: Kreuzpfadmodell nach Schulstufe getrennt auf Basis des dreifaktoriellen Modells Anmerkungen: LFA = allgemeine Lernfreude; LFM = Lernfreude Mathematik; LFD = Lernfreude Deutsch. Sekundarstufe I Beta-Koeffizient S.E. Beta p Pfade LFA1 - LFA2 LFA1 - LFM2 LFA1 - LFD2 LFM1 - LFA2 LFM1 - LFM2 LFM1 - LFD2 LFD1 - LFA2 LFD1 - LFM2 LFD1 - LFD2 0.629 0.072 0.026 0.009 0.678 -0.101 0.067 -0.124 0.664 0.058 0.050 0.055 0.046 0.033 0.044 0.045 0.053 0.050 0.000 0.150 0.645 0.840 0.000 0.021 0.141 0.019 0.000 Korrelationen LFA1 - LFM1 LFA1 - LFD1 LFM1 - LFD1 LFA2 - LFM2 LFA2 - LFD2 LFM2 - LFD2 0.347 0.511 0.006 0.321 0.445 0.188 0.037 0.029 0.038 0.070 0.061 0.069 0.000 0.000 0.867 0.000 0.000 0.007 Anmerkungen: LFA = allgemeine Lernfreude; LFM = Lernfreude Mathematik; LFD = Lernfreude Deutsch.