n Empirische Arbeit Dieser Beitrag steht open access online unter https: / / dx.doi.org/ 10.2378/ peu2026.art08d Psychologie in Erziehung und Unterricht, 2026, 73, 111 -122 DOI 10.2378/ peu2026.art08d © Ernst Reinhardt Verlag Entwicklung und Validierung eines Fragebogens zur Erfassung von Einstellungen angehender Lehrkräfte zu Mehrsprachigkeit im Unterricht Katharina Maria Schneider a , Dominique Patrizia Rauch b a Universität Konstanz, Gesellschaftswissenschaftliche Sektion, Konstanz b PH Ludwigsburg, Institut für Psychologie, Ludwigsburg Zusammenfassung: Aus psychologischer Perspektive wurden Lehrkräfte-Einstellungen zu Mehrsprachigkeit im Unterricht (L-EMU) bislang selten erfasst. Ausgehend von dem Multikomponentenmodell der Einstellungen (Eagly & Chaiken, 1993; Zanna & Rempel, 1988) wurde in drei Studien die Struktur, Validität und Stabilität des L-EMU Fragebogens anhand von Lehramtsstudierenden untersucht. Die Skalen wurden mit Items bestehender Instrumente konstruiert und mit neu entwickelten Items ergänzt. Die Ergebnisse zeigen ein Generalfaktormodell von L-EMU, in dem sich dennoch L-EMU als die drei getrennten Subskalen der kognitiven, affektiven und behavioralen L-EMU-Dimensionen erfassen lassen. Die Gesamtskala und die Subskalen zeigen sehr gute konvergente und diskriminante Validität. Schlüsselbegriffe: Lehrkräfte-Einstellungen, Fragebogen, Mehrsprachigkeit Development and Validation of a Questionnaire to Assess Attitudes of Pre-Service Teachers Towards Multilingualism in Class Summary: Teacher attitudes towards multilingualism in class (TATMIC) have rarely been examined from a psychological perspective. In three studies with pre-service teachers the structure, validity and stability of the TATMIC-questionnaire have been examined, which is derived from the multicomponent model of attitudes (Eagly & Chaiken, 1993; Zanna & Rempel, 1988). The scales were construed using items from existing instruments and complemented with newly developed items. The results show a second-order model of TATMIC, in which TATMIC are still measured as three separate subscales measuring the cognitive, affective and behavioral TATMIC dimensions. The overall scale and the subscales show very good convergent and discriminant validity. Keywords: Teacher attitudes, questionnaire, multilingualism Lehrkräfte-Einstellungen und -Überzeugungen sind ein wichtiger Teil professioneller Kompetenz und leiten das Handeln im Umgang mit sprachlichen Ressourcen von Schüler: innen (Baumert & Kunter, 2011) sowie bei der Umsetzung mehrsprachiger Unterrichtsansätze (Fischer & Ehmke, 2019). Sie sind entscheidend für gelingenden Unterricht und den Einbezug von Familiensprachen und werden zunehmend in der Forschung zur Lehrkräfte-Professionalisierung thematisiert (Brandt, Menzel, Neumann & Weinhold, 2024). Die Forschungsbefunde hierzu sind ambivalent (Schnitzer, 2020): Lehrkräfte sehen in der Mehrsprachigkeit ihrer Schüler: innen zwar Vorteile wie die Förderung von Sprachbewusstheit und ein besseres Verständnis von Lerninhalten (Da Silva, Lehmann-Grube, Dresel & Peuschel, 2022; Haukås, 2016), eine Ressource für den Erwerb der Mehrheitssprache (Alisaari, Heikkola, Commins & Acquah, 2019) sowie die Stärkung von Selbstkonzept und Identität (Ekinci & Gueneşli, 2016). Gleichzeitig befürchten sie jedoch kognitive Überforderung, Ausschluss einsprachiger Schüler: innen, eine Behinderung des Erwerbs der Mehrheitssprache (Alisaari et al., 2019; Ekinci & Gueneşli, 2016) sowie negative 112 Katharina Maria Schneider, Dominique Patrizia Rauch Effekte auf Unterrichtsführung und -klima (Bredthauer & Engfer, 2018). Andere Sprachen werden oft als Störfaktor gesehen (Schnitzer, 2020) und daher im Unterricht ausgeschlossen (Alisaari et al., 2019). So spiegelt sich die Wertschätzung von Mehrsprachigkeit meist nicht im Unterricht wider, was viele Studien international bestätigen (Bredthauer & Engfer, 2018; Camenzuli, Lundberg & Gauci, 2023; Haukås, 2016). Lehrkräfte-Einstellungen zu Mehrsprachigkeit im Unterricht (L-EMU) Die konzeptuelle und terminologische Unschärfe des ‚messy construct‘ (Pajares, 1992; Fischer & Ehmke, 2019) der Überzeugungen wird nach wie vor problematisiert (z. B. Merk, 2020). Daher verzichten Forschende häufig auf eine Definition und nennen stattdessen bestimmte Kernmerkmale von Überzeugungen (Lange & Pohlmann-Rother, 2020; Merk & Schmidt, 2025), über die sich viele Forschende einig sind (vgl. Schneider, 2026). Je nach Forschungsdisziplin und -richtung werden eher Überzeugungen oder Einstellungen von Lehrkräften beforscht (Kaplan, 2023; Lange & Polat, 2024). Im Kontext sprachlich-kultureller Heterogenität werden beide Begriffe in internationalen (Daelman, van Lierde, Bettens, Nys & D’haeseleer, 2024; Gallagher & Scrivner, 2024) wie auch deutschsprachigen Studien (Hammer, Fischer & Koch-Priewe, 2016; Maak & Brede, 2019) genutzt (vgl. Kaplan, 2023). In einigen Studien werden beide Begriffe auch synonym verwendet (Bosch et al., 2024; Ricart Brede, 2019) oder gemeinsam ohne Differenzierung genannt (z. B. Dockrell et al., 2022). Einstellungen sind gegenüber Überzeugungen ein klarer umrissenes und in der (sozial-)psychologischen Forschung etabliertes Konstrukt (Gebauer, McElvany & Klukas, 2013). Das Multikomponentenmodell der Einstellung unterscheidet kognitive, affektive und behaviorale Komponenten von Einstellungen (Eagly & Chaiken, 1993; Zanna & Rempel, 1988), die gemeinsam die „globale Evaluation von einem Objekt“ bilden (Maio, Haddock & Verplanken, 2019, S. 30), aber nicht die gleiche Valenz und Stärke haben müssen (Maio et al., 2019). Abb. 1 zeigt das Multikomponentenmodell der Einstellung angepasst für L-EMU. Eine Einstellung kann als dauerhafte Gruppierung von Überzeugungen um ein Objekt verstanden werden, die eine bestimmte Handlungsweise bzw. -reaktion veranlasst (vgl. Pajares, 1992, S. 314; Rokeach, 1968, S. 112). Somit ist der Einbezug der behavioralen Dimension bedeutsam, um Einstellungen von Überzeugungen abzugrenzen. Überzeugungen werden meist als rein kognitive (Ruberg & Porsch, 2017) oder kognitive und affektive Komponente von Einstellungen verstanden (Furinghetti & Pehkonen, 2002), sodass die behaviorale Komponente unberücksichtigt bleibt. Lehrkräfte-Überzeugungen L-EMU Kognitive L-EMU-Komponente Affektive L-EMU-Komponente Behaviorale L-EMU-Komponente Abb. 1: Das Multikomponentenmodell der Einstellung adaptiert für L-EMU (vgl. Maio et al. 2019, S. 31) Einstellungen angehender Lehrkräfte zu Mehrsprachigkeit im Unterricht: Skalenentwicklung 113 gegenüber Mehrsprachigkeit im Unterricht sollten ganzheitlich, d. h. nicht nur bzgl. kognitiver und affektiver Aspekte untersucht werden, daher greift das Konstrukt der Überzeugungen zu kurz. Das Konstrukt der Einstellungen ist holistischer und zudem eher in der Lage, widersprüchliche Befunde und Diskrepanzen zu erklären, die gerade in Bezug auf Mehrsprachigkeit im Unterricht vorherrschen, häufig bezeichnet als theorypractice gap (Bosch et al., 2024; Schroedler, Ritter & Böning, 2024). Einstellungen betonen zudem die evaluative Komponente, also die Zu- oder Abneigung gegenüber einem Objekt (vgl. Reichhart, 2018, S. 78), und sind deshalb mit Bezug auf Mehrsprachigkeit im Unterricht angemessen, da hier zwei Pole (Befürwortung vs. Ablehnung) unterschieden werden (Lange & Polat, 2024; Mast & Sachse, 2021). Quantitative Instrumente für Lehrkräfte- Einstellungen zu Mehrsprachigkeit Bislang gibt es wenig Studien zu Lehrpersonen- Einstellungen zu Mehrsprachigkeit im Regelunterricht (Pohlmann-Rother, Lange, Zapfe & Then, 2023; Portolés & Martí, 2020). Vorhandene empirische Forschung ist überwiegend qualitativ ausgerichtet (Polat & Lange, 2025). Auf Ebene der Konstrukte erheben deutschsprachige quantitativ angelegte Studien bislang Lehrkräfteperspektiven auf unterschiedliche Aspekte von Mehrsprachigkeit, wie den Sprachgebrauch zu Hause, die Zuständigkeit für Sprachförderung im Fachunterricht und Mehrsprachigkeit im Fachunterricht (Fischer & Ehmke, 2019; Hammer et al., 2016), Sprachsensibilität und -förderung im Unterricht (Brandt, 2021), schulische Rahmenbedingungen im Umgang mit mehrsprachigen Schüler: innen (Bos et al., 2010) oder sie verbinden Mehrsprachigkeit und Mehrkulturalität miteinander (Heyder & Schädlich, 2014). Vorhandene deutschsprachige, standardisierte Messinstrumente stammen überwiegend aus der empirischen Bildungsforschung zu sprachlich-kultureller Heterogenität (Brandt et al., 2024; z. B. Fischer & Ehmke, 2019), zum Umgang mit Deutsch als Zweitsprache (z. B. Maak & Brede, 2019) oder Mehrsprachigkeit im Fremdsprachenunterricht (z. B. Heyder & Schädlich, 2014). Sie fokussieren meist auf Sprachförderung bei DaZ (z. B. Brandt, 2021; Fischer, Hammer & Ehmke, 2018), Lehrkräfte-Kompetenzentwicklung im Umgang mit Mehrsprachigkeit (z. B. Bos et al., 2010; Fürstenau, Huxel & Lange, 2020) oder betrachten Einstellungen zu Mehrsprachigkeit als Konstrukt mit multilingualpädagogischen, assimilatorischen und kompensatorischen Dimensionen (Mast & Sachse, 2021). Der von Fischer et al. (2018) entwickelte Fragebogen zu Überzeugungen zu Sprache im Fachunterricht unterscheidet Sprachsensibilität, Zuständigkeit für Sprachförderung und Wertschätzung von Mehrsprachigkeit und wurde in weiteren Studien adaptiert (Fischer & Ehmke, 2019; Hammer et al., 2016; Lange & Pohlmann-Rother, 2020). Die Skala von Riebling (2013) zum Einbezug von Mehrsprachigkeit in den Fachunterricht ist mit fünf Items zu kurz für eine verlässliche Messung (Brandt, 2021). Auch englischsprachige Messinstrumente erfassen L-EMU eher uneindeutig zwischen verschiedenen Begrifflichkeiten (Alisaari et al., 2019) oder sind zu umfangreich für eine effiziente Messung ohne systematisch Gütekriterien zu berichten (Daelman et al., 2024). Zusammenfassend zeigt sich, dass existierende Fragebögen L-EMU entweder nur als Teilaspekt und nicht mehrdimensional im Sinne des Multikomponentenmodells erfassen oder zu umfangreich sind und keine Gütekriterien ausweisen. Es bleibt offen, ob sich L-EMU mit einem aus dem Multikomponentenmodell abgeleiteten Fragebogen effizient und valide erfassen lassen. Ziele der vorliegenden Studie und Forschungsfragen In der vorliegenden Arbeit wurde die Testgüte eines Fragebogens zur Erfassung von L-EMU untersucht. Die Skalen wurden in Anlehnung an vorhandene Instrumente entwickelt, und in drei aufeinander aufbauenden Teilstudien an Lehramtsstudierenden untersucht. Gemäß der Test-Standards der American Educational Research Association wurde die interne Struktur, 114 Katharina Maria Schneider, Dominique Patrizia Rauch die Reliabilität und die Kriteriumsvalidität des neu entwickelten Fragebogens geprüft. Es wurden folgende Forschungsfragen (FF) und Hypothesen (H) untersucht. 1) Interne Struktur FF 1 a: Lassen sich L-EMU als Konstrukt mit affektiver, kognitiver und behavioraler Dimension erfassen? FF 1 b: Lassen sich L-EMU empirisch in einem einfaktoriellen, mehrfaktoriellen oder einem Modell zweiter Ordnung am besten abbilden? H 1 a: Es wird angenommen, dass L-EMU durch drei Faktoren abgebildet werden können, die miteinander positiv korrelieren und deren gemeinsame Varianz durch einen Faktor zweiter Ordnung erklärt wird. H 1 b: Ein Modell zweiter Ordnung sollte die Daten im Vergleich zu einem einfaktoriellen oder dreifaktoriellen Modell am besten abbilden. 2) Kriteriumsvalidität FF 2: Wie lässt sich die konvergente und diskriminante Validität des L-EMU-Fragebogens beurteilen? H 2 a: Skalen, die verwandte Konstrukte erfassen, sollten positiv mit L-EMU korrelieren. H 2 b: Skalen, die deutlich abgrenzbare Konstrukte erfassen, sollten negativ mit L-EMU korrelieren. 3) Stabilität FF 3: Korrelieren L-EMU zu zwei Messzeitpunkten im Sinne einer Retest-Reliabilität signifikant miteinander? H 3: Es wird angenommen, dass die L-EMU intraindividuell zwischen zwei Messzeitpunkten relativ hoch positiv miteinander korrelieren. Methode Stichprobe Das vorgestellte Instrument wurde in drei Teilstudien (TS) entwickelt und pilotiert. Die drei TS wurden in drei unterschiedlichen Semestern mit drei Stichproben durchgeführt, an denen Lehramtsstudierende in psychologisch-bildungswissenschaftlichen Lehrveranstaltungen an drei Baden-Württembergischen Hochschulen teilnahmen (siehe Tabelle 1). TS Design Anzahl Hochschule Anteil studiertes Lehramt in % Alter Frauen Mehrsprachig N GS Sek I SOS EU-LA Gym M SD n in % 1 QS 107 PH LB 54,2 15,0 25,2 0,9 0,0 22,98 2,14 90 17,8 % 2 QS 597 PH LB PH HB Uni ST 29,0 17,4 23,7 1,6 24,2 21,97 3,42 457 14,5 % 3 LS 56 PH LB 39,3 21,5 32,1 0,0 1,8 21,25 2,80 48 28,6 % Tab. 1: Stichprobenbeschreibung Anmerkungen: Abkürzungen: TS =Teilstudie; QS = Querschnitt; LS = Längsschnitt; PH LB = Pädagogische Hochschule Ludwigsburg; PH HB = Pädagogische Hochschule Heidelberg; Uni ST = Universität Stuttgart; GS = Grundschule; Sek I = Sekundarstufe I; SOS = Sonderpädagogischer Schwerpunkt; EULA = Europalehramt; Gym. = Gymnasiallehramt. Einstellungen angehender Lehrkräfte zu Mehrsprachigkeit im Unterricht: Skalenentwicklung 115 Instrumententwicklung (Teilstudie 1) Nach ausführlicher Literaturrecherche wurden Items vorhandener Instrumente aus 11 Studien (Becker et al., 2025; Bos et al., 2010; Brandt, 2021; Fischer et al., 2018; Fischer & Ehmke, 2019; Gilham & Fürstenau, 2020; Maak & Brede, 2019; Mast & Sachse, 2021; Riebling, 2013; Rühl, Förster, Strauß, Kaspar & König, 2017; Schneider, Bertram, Decristan, Reitenbach & Rauch, 2025) im Forscherinnentandem den drei psychologischen Dimensionen zugeordnet und in TS 1 pilotiert. Interne Struktur (Teilstudie 2) Itemauswahl Zur Itemreduktion wurde eine EFA mit SPSS 29 (15 %-Teilstichprobe; ML für MV, Promax Rotation) durchgeführt. Die Identifikation der am besten geeigneten Items erfolgte nach theoriegeleiteten Überlegungen und anhand der Itemkennwerte. Für alle Analysen mit Daten der L-EMU-Skala wurden fehlende Werte mithilfe der Full-Information-Maximum-Likelihood-(FIML)Methode geschätzt, da MCAR vorlag. Interne Struktur In latenten CFAs in R (Version 4.4.1; R Core Team, 2022) mit lavaan (Version 0.6.19; Rosseel, 2012) wurden die drei alternativen Faktormodelle geprüft (85 %-Teilstichprobe): Zunächst wurde ein 1-Faktor- Modell spezifiziert, bei dem alle Items auf einem Faktor laden und dieses mit einem 3-Faktor-Modell verglichen, bei dem die Items zu den drei Einstellungsdimensionen (kognitiv, affektiv, behavioral) jeweils als separate, korrelierte Faktoren modelliert wurden. Anschließend wurde ein hierarchisches Modell zweiter Ordnung geprüft, welches ebenfalls die drei Einstellungsdimensionen als Faktoren erster Ordnung definiert, die jedoch zusätzlich auf einem Faktor zweiter Ordnung (dem Generalfaktor) laden. Alle Korrelationen und Fehlerterme wurden frei geschätzt. Reliabilität Die innere Konsistenz der Skalen wurde mithilfe von Cronbach’s Alpha mit SPSS 29 berechnet. Konvergente und Diskriminante Validität In SPSS 29 wurden die bivariaten Korrelationen zwischen L-EMU und Instrumenten zur Erfassung verwandter oder deutlich abgrenzbarer Konstrukte geprüft. Weitere Instrumente zur Validierung Die konvergente Validität wurde über die Zusammenhänge mit der Subskala zum Einbezug von Mehrsprachigkeit in den Fachunterricht des Fragebogens zu Überzeugungen zu Sprachförderung im Fachunterricht (Riebling, 2013) und dem Fragebogen zu Einstellungen zu kulturell heterogenen Lerngruppen (Gebauer et al., 2013) geprüft. Mit den (Sub-)Skalen dieser Instrumente wurden hohe bis sehr hohe Korrelationen erwartet. Eine geringere Korrelation wurde mit dem Instrument zur Erfassung der multikulturellen Überzeugungen (Hachfeld, Schroeder, Anders, Hahn & Kunter, 2012) erwartet, da es ein verwandtes, aber klar abgrenzbares Konstrukt ist. Um die diskriminante Validität des L-EMU zu prüfen, wurde der von Brandt (2021) erweiterte Fragebogen zu Leistungsorientierung von Ditton und Merz (2000) vorgegeben. Theoriebasiert und auf Basis bisheriger Befunde mit ähnlichen Konstrukten (Kumar & Lauermann, 2018; Lorenz, Gentrup, Kristen, Stanat & Kogan, 2016) ist ein schwacher bis mittlerer negativer Zusammenhang mit L-EMU zu erwarten. Testung der Stabilität (Teilstudie 3) In TS 3 wurde die Retest-Reliabilität des in TS 1 und 2 getesteten Instruments geprüft. Ergebnisse Instrumententwicklung (Teilstudie 1) Nach Prüfung der Eignungsvoraussetzungen (Bartlett-Text, KMO, Normalverteilung) wurde eine EFA (ML, Oblimin) durchgeführt. Eigenwerte und Screeplot bestätigen eine dreifaktorielle Struktur der Daten. Fehlende Werte wurden listenweise ausgeschlossen, sodass die Analyse mit n = 94 durchgeführt wurde. Die Ergebnisse weisen bereits eine gute interne Konsistenz für die Subskalen und die Gesamtskala auf (s. Tab. 2). Items mit den schwächsten Kennwerten (Trennschärfe, Itemschwierigkeit, Reliabilität) und niedrigsten Kommunalitäten wurden entfernt (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2024; Spilles, Nicolay & Huber, 2024). Vorhandene inhaltliche Leerstellen wurden ergänzt (insbesondere für die schwach besetzte behaviorale Skala) sodass 14 kognitive, 13 affektive und 17 behaviorale Items in Teilstudie 2 eingingen. 116 Katharina Maria Schneider, Dominique Patrizia Rauch Interne Struktur (Teilstudie 2) Zur Prüfung der internen Konsistenz wurden auf Basis von TS 2 eine EFA und eine CFA als Kreuzvalidierung mit geteilter Stichprobe durchgeführt. Personen mit einem Anteil an fehlenden Werten in der L-EMU-Skala von über 5 % wurden aus allen Analysen und deskriptiven Angaben ausgeschlossen, sodass die Analysen mit n = 597 durchgeführt wurden. Alle danach noch fehlenden Werte in den Daten des L-EMU waren MCAR (visuelle Inspektion und Test nach Little, 1988). Daher konnten sie mithilfe der Full-Information-Maximum- Likelihood-Methode für die Analysen der L-EMU- Skala geschätzt werden, was ein etabliertes Vorgehen ist für den Umgang mit fehlenden Werten in Faktorenanalysen (z. B. Rüger & Scheer, 2024). FF 1 a: Lassen sich L-EMU mit einer affektiven, einer kognitiven und einer behavioralen Dimension erfassen? Anhand einer randomisiert gezogenen Substichprobe von 15 % der Gesamtstichprobe (n = 97) wurde zunächst erneut die dimensionale Struktur mit einer EFA geprüft (Bartlett-Test ( χ ²(903) = 2424.88, p < .001; KMO = .831). Die Inspektion der Eigenwerte bestätigt eine Drei- Faktor-Lösung mit guter interner Konsistenz der Subskalen ( α > .86, s. Tab. 2). Die sechs Items mit den besten Kennwerten (Itemschwierigkeit, Trennschärfe, Homogenität) pro Subskala wurden für die kognitive, affektive und behaviorale Subskala des L-EMU-Fragebogens ausgewählt (siehe Anhang). Insgesamt weisen die Skalen sehr gute Reliabilität auf. L-EMU lassen sich demnach mit einer affektiven, einer kognitiven und einer behavioralen Dimension erfassen (FF 1 a). FF 1 b: Lassen sich L-EMU empirisch in einem Modell zweiter Ordnung abbilden? Die Fit-Indizes der CFA zeigen, dass das eindimensionale Modell keine zufriedenstellende Passung aufweist (s. Tab. 3). Sowohl das dreidimensionale Modell als auch das Modell zweiter Ordnung bilden die Struktur dagegen zufriedenstellend ab (FF 1 b, H 1 b, Hu & Bentler, 1999). TS n Min Max M (SD) Cronbach’s α Anzahl der Items L-EMU- Gesamtskala 12 (15 %) 2 (85 %) 3 (MZP 1) 3 (MZP 2) 94 97 500 56 56 2.81 2.17 1.00 2.83 3.22 5.76 5.67 5.89 5.78 5.94 4.38 (0.65) 4.33 (0.78) 3.98 (0.89) 4.30 (0.72) 4.39 (0.68) .93 .95 .90 .92 .91 37 43 18 18 18 kognitive Teilskala 12 (15 %) 2 (85 %) 3 (MZP 1) 3 (MZP 2) 100 97 500 56 56 3.00 1.17 1.00 3.33 3.33 6.00 5.67 6.00 6.00 6.00 4.46 (0.71) 4.65 (0.86) 4.41 (0.94) 4.73 (0.69) 4.80 (0.71) .89 .87 .83 .78 .84 18 15666 affektive Teilskala 12 (15 %) 2 (85 %) 3 (MZP 1) 3 (MZP 2) 102 97 500 56 56 2.27 1.83 1.17 2.33 2.17 5.64 6.00 6.00 5.83 5.83 4.18 (0.73) 4.17 (0.95) 4.03 (1.00) 4.14 (0.83) 4.16 (0.86) .80 .86 .80 .81 .79 11 11666 behaviorale Teilskala 12 (15 %) 2 (85 %) 3 (MZP 1) 3 (MZP 2) 103 97 500 56 56 2.50 1.33 1.00 1.67 2.17 5.88 5.83 6.00 6.00 6.00 4.50 (0.74) 3.67 (1.04) 3.52 (1.12) 4.02 (0.90) 4.21 (0.79) .74 .90 .87 .86 .84 8 17666 Tab. 2: Mittelwerte, Standardabweichungen und interne Konsistenz für die L-EMU Gesamtskala und die drei Teilskalen ermittelt in den Teilstudien 1, 2 und 3 Anmerkungen: TS =Teilstudie, MZP = Messzeitpunkt. Einstellungen angehender Lehrkräfte zu Mehrsprachigkeit im Unterricht: Skalenentwicklung 117 c² p df RMSEA CFI TLI SRMR AIC BIC 1-Faktor-Modell 3-Faktoren-Modell Modell 2. Ordnung 633.701 328.598 328.598 .000 .000 .000 135 132 132 .086 .055 .055 .874 .950 .950 .857 .942 .942 .053 .038 .038 27733.75 27434.64 27434.64 27961.34 27674.88 27674.88 Tab. 3: Modellfit der Einstellungsskalen Abb. 2: 3-Faktoren Modell (oben) und Modell 2. Ordnung (unten) Kognitive Dimension k1 k2 k3 k4 k5 k6 a1 a2 a3 a4 a5 a6 b1 b2 b3 b4 b5 b6 k1 k2 k3 k4 k5 k6 a1 a2 a3 a4 a5 a6 b1 b2 b3 b4 b5 b6 Affektive Dimension Behaviorale Dimension Kognitive Dimension Affektive Dimension Behaviorale Dimension Psychologische Einstellung .687 .576 .734 .705 .571 .732 .660 .780 .468 .415 .682 .763 .530 .779 .775 .715 .790 .767 .687 .576 .734 .705 .571 .732 .660 .780 .468 .415 .682 .763 .530 .779 .775 .715 .790 .767 .813 .823 .773 .930 .884 .874 R 2 =.80 R 2 =.81 R 2 =.76 118 Katharina Maria Schneider, Dominique Patrizia Rauch Die hohen Interkorrelationen zwischen den Dimensionen im dreidimensionalen Modell (r min = .764, r max = .824) deuten einen engen Zusammenhang zwischen den Dimensionen an (s. Abbildung 2). Auch im Modell zweiter Ordnung finden sich bedeutsame Ladungen auf dem Generalfaktor, die zeigen, dass alle Faktoren substanziell zum Generalfaktor beitragen; L-EMU lassen sich demnach empirisch in einem Modell zweiter Ordnung abbilden (FF 1 b, H 1 b, s. Abbildung 2). Da beide Modelle mit zufriedenstellenden Fit-Indizes aufgrund der statistischen Äquivalenz empirisch nicht weiter gegeneinander getestet werden können und sowohl die hohen Interkorrelationen der Dimensionen als auch die theoretischen Annahmen des Multikomponentenmodells der Einstellungen für ein Modell zweiter Ordnung sprechen, wird für die folgenden Analysen ein Generalfaktor zugrunde gelegt. Je nach Forschungsanlass ist es jedoch unter Umständen sinnvoll, die einzelnen Dimensionen der L-EMU heranzuziehen (FF 1 a, FF 1 b). FF 2: Wie lassen sich die konvergente und diskriminante Validität des L-EMU beurteilen? Die Instrumente zur konvergenten Validierung korrelierten erwartungsgemäß mittel bis hoch positiv mit der L-EMU-Gesamtskala und auch mit den entsprechenden Subskalen (vgl. Tab. 4). Die negativen Korrelationen mit der affektiven Bewertung kulturell heterogener Lerngruppen (Gebauer et al., 2013) ist durch die umgekehrte Polung der Skala zu erklären. Ebenfalls erwartungsgemäß zeigte Leistungsorientierung (Ditton & Merz, 2000) als Konstrukt zur diskriminanten Validität signifikant negative Korrelationen mit der L-EMU-Gesamtskala und den Subskalen. Die konvergente und diskriminante Validität lässt sich auf Basis der erhobenen Daten als gut beurteilen (FF 2). Stabilität (Teilstudie 3) FF 3: Korrelieren L-EMU zu zwei Messzeitpunkten im Sinne einer Stabilitätsmessung signifikant miteinander? Für die Bestimmung der Stabilität wurden Daten von N = 56 Lehramtsstudierenden herangezogen, es gab keine fehlenden Werte in der L-EMU- Skala. Zwischen den Daten aus zwei Messungen mit dem L-EMU zeigten sich signifikante Retestreliabilitäten (alle p < .001) sowohl für den Generalfaktor der Gesamtskala (r tt_Gesamt = .844), als auch für die kognitive (r tt_kog = .734), affektive (r tt_aff = .815) und behaviorale Dimension (r tt_behav = .764). Gesamtskala Kognitive Dimension Affektive Dimension Behaviorale Dimension Konvergente Validierung Überzeugungen Einbezug von Mehrsprachigkeit im Fachunterricht (Riebling, 2013) .64** .60** .46** .49** Kognitive Bewertung kulturell heterogener Lerngruppen (Gebauer et al., 2013) .55** .55** .48** .45** Negative affektive Bewertung kulturell heterogener Lerngruppen (Gebauer et al., 2013) -.42** -.32** -.47** -.32** Behaviorale Reaktionsformen kulturell heterogener Lerngruppen (Gebauer et al., 2013) .40** .36** .39** .29** Multikulturelle Überzeugungen (Hachfeld et al., 2012) .47** .42** .29** .35** Diskriminante Validierung Leistungsorientierung (Ditton & Merz, 2000) -.30** -.22** -.24** -.28** Tab. 4: Instrumente zur Validierung Anmerkungen: * p < .05, ** p < .001. Die Skala zur negativen affektiven Bewertung heißt im Original „Einstellungen zu Kosten kulturell heterogener Lerngruppen“ (Gebauer et al., 2013). Einstellungen angehender Lehrkräfte zu Mehrsprachigkeit im Unterricht: Skalenentwicklung 119 Diskussion In dieser Arbeit wurde die Entwicklung und Validierung des L-EMU-Fragebogens zur Erfassung von Lehrkräfte-Einstellungen gegenüber Mehrsprachigkeit im Unterricht anhand von drei Teilstudien beschrieben. Nach einer gründlichen Sichtung bestehender Skalen wurde ein neues Instrument (der L-EMU-Fragebogen) angelehnt an das Multikomponentenmodell der Einstellung entwickelt. Der L-EMU-Fragebogen erwies sich als reliables und valides Instrument. Im Einklang mit der psychologischen Einstellungsforschung (Eagly & Chaiken, 1993) zeigt die interne Struktur des L-EMU-Fragebogens, dass sich Lehrkräfte-Einstellungen zu Mehrsprachigkeit als drei trennbare Dimensionen abbilden lassen. Erwartungsgemäß korrelieren diese Dimensionen hoch miteinander, und lassen sich dadurch in einem Modell zweiter Ordnung mit der Gesamteinstellung als Generalfaktor darstellen. Die Einstellungen angehender Lehrkräfte lassen sich somit differenziert nach kognitiven, affektiven und behavioralen Komponenten abbilden, die dennoch eine globale Gesamtevaluation bilden (Maio et al., 2019). Diese Mehrdimensionalität unter Einbezug eines Generalfaktors zeigen auch thematisch angrenzende Studien bspw. zu Lehrkräfte-Überzeugungen zu Heterogenität (Dignath, Meschede, Kunter & Hardy, 2020) oder der Multilingual Classroom Questionnaire (Dockrell et al., 2022). Im Zuge der Validierung zeigten sich mittlere bis hohe Zusammenhänge mit Skalen, die verwandte Konstrukte erfassen, wie bspw. Überzeugungen Einbezug von Mehrsprachigkeit im Fachunterricht Riebling (2013) oder Einstellungen zu kultureller Heterogenität (Gebauer et al., 2013), und negative Zusammenhänge zu Leistungsorientierung (Ditton & Merz, 2000). Einschränkend ist anzumerken, dass die behaviorale Skala von Gebauer et al. (2013) etwas schwächer als die anderen Skalen mit der behavioralen Dimension des L-EMU-Fragebogens korreliert, was vermutlich daran liegt, dass die behaviorale Skala von Gebauer et al. (2013) eher mit antizipierter Selbstwirksamkeit verbundenes Verhalten beschreibt und die behaviorale Skala des L-EMU konkrete Unterrichtshandlungen zum Einbezug von Mehrsprachigkeit beschreibt. Zudem zeigen die Ergebnisse, dass L-EMU mit den deutlich häufiger erfassten Einstellungen zu kultureller Heterogenität zusammenhängen, dennoch aber ein anderes Konstrukt abbilden. Limitationen Der Fit des Gesamtmodells ist mit einem CFI = .95 nicht ganz im Normbereich von CFI > .96, aber dennoch akzeptabel (Kline, 2005). Zudem hatten andere Studien mit knapp in diesem Normbereich liegenden Werten eine mehr als vierfach so große Stichprobe, wie z. B. bei Dockrell et al. (2022) mit N = 2792 Lehrkräften. Des Weiteren wird der Chi-Quadrat-Test bei den Modellen (FF 1) signifikant. Aufgrund der Sensitivität des Tests für große Stichproben (Kline, 2005) und der weiteren Fit-Indizes, die auf eine gute Passung hinweisen, ist es dennoch möglich, die Ergebnisse der Modelle mit einiger Zurückhaltung zu interpretieren. In weiteren Studien sollte der L-EMU noch auf seine Veränderungssensitivität hin überprüft werden. Da L-EMU durch Fortbildungen durchaus veränderbar zu sein scheinen (Schneider et al., 2025), würde sich hierfür der Einsatz im Rahmen einer Fortbildungsevaluierung anbieten. Sollte sich das Instrument in weiteren Studien im deutschsprachigen Raum als robust erweisen, wäre eine Adaptation ins Englische für internationale Studien wünschenswert, da auch hier kein entsprechendes Instrument existiert. Literatur Alisaari, J., Heikkola, L. M., Commins, N. & Acquah, E. O. (2019). Monolingual ideologies confronting multilingual realities. Finnish teachers’ beliefs about linguistic diversity. 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Kognitive Teilskala k1 Die Mehrsprachigkeit der mehrsprachigen Kinder sollte als eine besondere Kompetenz anerkannt werden. k2 Auch einsprachige Kinder können vom Einbezug der Familiensprachen ihrer Mitschüler: innen profitieren. k3 Ich halte es für sinnvoll, verschiedene Familiensprachen im Unterricht aufzugreifen. k4 Wenn ich andere Sprachen im Unterricht zulasse, fördert dies die Beteiligung aller SuS am Unterricht. k5 Mehrsprachige Kinder können besser lernen, wenn sie dazu neben dem Deutschen auch andere Sprachen gebrauchen können. k6 Wenn mehrsprachige Kinder sich gegenseitig etwas in ihrer nicht-deutschen Familiensprache erklären, ist das für Kinder von Nutzen. Affektive Teilskala a1 Ich fühle mich unwohl, wenn die Kinder Sprachen gebrauchen, die ich nicht verstehen kann.* a2 Wenn Kinder im Unterricht auch andere Sprachen als Deutsch sprechen, leidet das Klassenklima.* a3 Kinder, die nur Deutsch sprechen, werden benachteiligt, wenn andere Sprachen im Unterricht gesprochen werden.* a4 Ich empfinde andere Sprachen als Deutsch im Unterricht als Belastung.* a5 Ich befürchte nicht, dass SuS über mich als Lehrkraft schlecht reden, wenn sie in ihrer Familiensprache sprechen. a6 Auch wenn SuS untereinander in ihrer Familiensprache sprechen, behalte ich die Klasse im Griff. Behaviorale Teilskala b1 In meinem Unterricht dürfen mehrsprachige SuS bei der Bearbeitung von Arbeitsaufträgen in ihrer Familiensprache kommunizieren. b2 Im Unterricht gebe ich SuS die Möglichkeit, sich von Zeit zu Zeit in ihren Familiensprachen auszutauschen. b3 Im Unterricht lasse ich SuS von Zeit zu Zeit Lerninhalte in ihren Familiensprachen besprechen. b4 Als Lehrkraft achte ich darauf, dass die Kinder in meinem Unterricht nur Deutsch miteinander sprechen.* b5 Die SuS dürfen in meinem Unterricht in Gesprächen untereinander andere Sprachen als Deutsch gebrauchen. b6 Im Unterricht lasse ich SuS auch Lernmaterialien (z. B. Bücher) in ihren Familiensprachen benutzen. Anmerkungen: * invertiertes Item. Antwort als 6-Punkt-Likertskala von 1 = „stimme gar nicht zu“ bis 6 = „stimme voll und ganz zu“. Items k1, k2 adaptiert von Mast & Sachse (2021); k3 adaptiert von Brandt (2021); k5, k6, a3 adaptiert von Schneider et al., (2025); a2 adaptiert von Maak & Brede (2019); a6, b4, b5 adaptiert von Fürstenau, Huxel & Lange, 2020; b1 adaptiert von Becker et al. (2025); b2, b3, b6 adaptiert von Fischer & Ehmke (2019).