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Sitzungsübersicht
Sitzung
D11–S21: Mathematikangst und Mathematikglück
Zeit:
Donnerstag, 26.03.2020:
11:15 - 13:00

Ort: S21

Präsentationen

Welche Rolle spielen Kompetenzerleben und wahrgenommene Kompetenzunterstützung für die Entwicklung von intrinsischer Motivation im Mathematikunterricht?

Birgit Schütze, Elmar Souvignier

Westfälische Wilhelms-Universität, Deutschland

Theoretischer Hintergrund

Motivation ist wesentliche Voraussetzung für erfolgreiches Lernen (z.B. Schiefele, 1998) und stellt eine in Lehrplänen formulierte Zieldimension des Bildungsauftrags von Schule und Unterricht dar (Gruehn, 1995). Intrinsische Motivation repräsentiert den Protoypen autonomen und selbstbestimmten Verhaltens und ist dadurch gekennzeichnet, dass eine Handlung deshalb ausgeführt wird, weil die Ausführung der Handlung als inhärent interessant oder angenehm erlebt wird (Ryan & Deci, 2000). Wie kann die Entwicklung von intrinsischer Motivation im Mathematikunterricht der Grundschule gefördert werden? Laut Selbstbestimmungstheorie trägt die Erfüllung des Bedürfnisses nach Kompetenz zur Entwicklung von intrinsischer Motivation bei (z.B. Ryan & Deci, 2000). Es gibt aber nur wenige Studien, die untersuchen, ob das Kompetenzerleben von Schüler*innen Veränderungen der intrinsischen Motivation vorhersagt. Entsprechende Längsschnittstudien fanden für unterschiedliche Altersstufen und Domänen keine oder nur schwache Hinweise für mögliche kausale Effekte (z.B. Spinath & Steinmayr, 2012; Weidinger et al., 2015). Hinzu kommt, dass sich nicht jeder Schüler bzw. jede Schülerin (unabhängig von seiner bzw. ihrer tatsächlichen Leistung) in allen Fächern kompetent fühlen kann. Erstrebenswert und realistischer erscheint es, Schüler*innen Hilfen anzubieten und sie zu fördern, so dass sie sich in ihrer Kompetenzentwicklung unterstützt fühlen. Der Effekt von wahrgenommener Kompetenzunterstützung auf intrinsische Motivation wurde bislang selten überprüft. Erste Befunde für den Mathematikunterricht der weiterführenden Schule deuten darauf hin, dass wahrgenommene Kompetenzunterstützung nachfolgende intrinsische Motivation positiv beeinflussen kann (Rakoczy et al., 2008; Rakoczy et al., 2013). Eine Längsschnittstudie, die die motivationsförderlichen Effekte von Kompetenzerleben und wahrgenommener Kompetenzunterstützung gegenüberstellt und die Interaktion der beiden Konstrukte beleuchtet, gibt es bislang nicht.

Fragestellungen

(1) Wie wirkt sich Kompetenzerleben auf intrinsische Motivation von Schüler*innen im Mathematikunterricht der dritten Jahrgangsstufe aus? (2) Wie wirkt sich wahrgenommene Kompetenzunterstützung auf intrinsische Motivation aus? (3) Wird der Effekt der wahrgenommenen Kompetenzunterstützung auf die intrinsische Motivation durch das Kompetenzerleben der Schüler*innen moderiert?

Methode

N = 244 Schüler*innen aus 10 Klassen der dritten Jahrgangsstufe nahmen an einer längsschnittlichen Befragung teil. Zu Beginn und zum Ende des Schuljahres beantworteten die Schüler*innen Fragebögen, die das Kompetenzerleben i.S. eines mathematischen Selbstkonzepts (Cronbachs α=.84/.85), die wahrgenommene Kompetenzunterstützung im Unterricht (Cronbachs α=.65/.77) und die intrinsische Motivation (Cronbachs α=.72/.70) der Schüler*innen erfassten. Die statistische Auswertung erfolgte unter Berücksichtigung der Mehrebenenstruktur mit drei Pfadmodellen in einem Cross-Lagged-Panel-Design in MPlus. In Model 1 werden die reziproken Beziehungen zwischen Kompetenzerleben und intrinsischer Motivation, in Model 2 die reziproken Beziehungen zwischen wahrgenommener Kompetenzunterstützung und Motivation abgebildet. Model 3 ergänzt Model 2 um Kompetenzerleben als moderierende Variable.

Ergebnisse

(1) Model 1 zeigt autoregressive Effekte für Kompetenzerleben (β=.44, p<.01) und intrinsische Motivation (β=.21, p<.01), aber keinen signifikanten Kreuzpfad von Kompetenzerleben zu Beginn des Schuljahres auf intrinsische Motivation am Ende des Schuljahres (β=.09, p=.40) oder von vorausgehender intrinsischer Motivation auf nachfolgendes Kompetenzerleben (β=-.09, p=.26). (2) Model 2 ergibt neben autoregressiven Effekten für wahrgenommene Kompetenzunterstützung (β=.30, p=.01) und intrinsische Motivation (β=.09, p=.03) einen Kreuzeffekt von vorausgehender Kompetenzunterstützung zum ersten Messzeitpunkt auf intrinsische Motivation zum zweiten Messzeitpunkt (β=.35, p<.01). Umgekehrt hat die vorausgehende intrinsische Motivation jedoch keinen Effekt auf die nachfolgende wahrgenommene Kompetenzunterstützung (β=.11, p=.13). (3) In Model 3 wird der Effekt von wahrgenommener Kompetenzunterstützung auf intrinsische Motivation nicht durch das Kompetenzerleben moderiert (β=-.004, p=.92).

Diskussion

Zusammengenommen deuten die Befunde darauf hin, dass das Kompetenzerleben zu Beginn des Schuljahres keinen Effekt auf die nachfolgende intrinsische Motivation der Schüler*innen hat. Die wahrgenommene Kompetenzunterstützung im Unterricht hingegen beeinflusst die Entwicklung der intrinsischen Motivation positiv. Dies gilt unabhängig vom Kompetenzerleben der Schüler*innen. Für die Entwicklung von intrinsischer Motivation im Mathematikunterricht der dritten Jahrgangsstufe scheint also weniger das Kompetenzerleben i.S. eines Selbstkonzepts relevant, sondern vielmehr das Gefühl, in der eigenen Kompetenzentwicklung durch entsprechende Förderung unterstützt zu werden. Die Befunde sollen auch unter Berücksichtigung praktischer Konsequenzen diskutiert werden.



Reziproke Zusammenhänge zwischen Mathematikangst und Leistung und die Rolle der Sensitivität von Lehrkräften

Karen Aldrup1, Uta Klusmann1, Oliver Lüdtke1,2

1IPN – Leibniz-Institut für die Pädagogik der Naturwissenschaften und Mathematik, Kiel; 2Zentrum für internationale Bildungsvergleichsstudien

Theoretischer Hintergrund

Die Sensitivität von Lehrkräften, das heißt ihr Bewusstsein und Ansprechbarkeit hinsichtlich der individuellen lernbezogenen und emotionalen Bedürfnisse ihrer Schülerinnen und Schüler, ist ein zentrales Merkmal guten Unterrichts (Hamre & Pianta, 2007). Sie stellt einen Aspekt der Qualitätsdimension emotionale Unterstützung dar und trägt dazu bei, dass Schülerinnen und Schüler notwendige Hilfe bei der Regulation negativer Emotionen, aber auch bei Verständnisschwierigkeiten erhalten (Pianta, Hamre & Mintz, 2012). Dementsprechend könnte Sensitivität von Lehrkräften auch eine Ressource darstellen, um Mathematikangst von Schülerinnen und Schüler zu reduzieren (vgl. Pekrun, 2000).

Die Untersuchung der Frage, wie Mathematikangst reduziert werden kann, ist zum einen aufgrund der hohen Prävalenz in der Sekundarstufe von großer Bedeutung (OECD, 2013). Zum anderen stellen die negativen Gedanken und affektiven Reaktionen, die mit Mathematikangst einhergehen, eine hohe Belastung für die Betroffenen dar und beeinträchtigen ihr subjektives Wohlbefinden (Pekrun, Goetz, Titz & Perry, 2002; Wigfield & Meece, 1988). Weiterhin konnten Querschnittstudien zeigen, dass Mathematikangst mit einem geringerem Selbstkonzept, weniger Interesse und Freude hinsichtlich Mathematik einhergeht sowie mit schlechteren Noten und geringeren Leistungen in standardisierten Tests (Dowker, Sarkar & Looi, 2016). Aus einer theoretischen Perspektive wurde dabei insbesondere die Frage vielfach diskutiert, ob Mathematikangst die Performanz beeinträchtigt oder ob vielmehr eine schlechte Mathematikleistung Angst induziert (Ramirez, Shaw & Maloney, 2018). Allerdings liegen kaum längsschnittliche Studien vor, um das Wechselspiel zwischen Mathematikangst und Leistung in der sensiblen Phase der frühen Adoleszenz besser zu verstehen (für Ausnahmen siehe z.B. Pekrun, Lichtenfeld, Marsh, Murayama & Goetz, 2017).

Fragestellung

Mit Blick auf die identifizierten Forschungsdesiderata untersucht die aktuelle Studie zwei zentrale Fragestellungen. Zum einen werden längsschnittliche Wechselwirkungen von Mathematikangst und Leistung über drei Messzeitpunkte hinweg betrachtet, wobei basierend auf theoretischen Modellen und ersten empirischen Studien reziproke Assoziationen angenommen werden (z.B. Pekrun et al., 2017; Ramirez et al., 2018). Zum anderen wird untersucht, inwieweit die Sensitivität der Mathelehrkraft mit einer Verringerung der Angst einhergeht und negative Zusammenhänge von Angst und Leistung abschwächen kann (d.h. moderiert). Diese Annahmen wurden basierend auf der Kontroll-Wert-Theorie (Pekrun, 2000) und in Anlehnung an Befunde zu den positiven Effekten von emotionaler Unterstützung und positiven Lehrer-Schüler-Beziehungen auf affektive Schüleroutcomes formuliert (Silver, Measelle, Armstrong & Essex, 2005; Westphal, Kretschmann, Gronostaj & Vock, 2018).

Methode

Die aktuelle Studie basiert auf Daten von N = 1559 Schülerinnen und Schülern, die in der fünften, sechsten und siebten Klasse Angaben zu ihrer Mathematikangst machten. Um ein differenziertes Bild zu erhalten, wurden die beiden zentralen Dimensionen Besorgtheit und Aufgeregtheit erfasst (Wigfield & Meece, 1988) und, um neben dem Selbstbericht eine weitere Perspektive zu erhalten, wurden auch die Eltern zur Mathematikangst ihrer Kinder befragt. Zur Erfassung der Mathematikleistung wurden standardisierte Leistungstests durchgeführt und Zeugnisnoten erhoben. Zudem schätzten die Schülerinnen und Schüler die Sensitivität ihrer Mathematiklehrkraft ein.

Ergebnisse und ihre Bedeutung

Ergebnisse von kreuzklassifizierten latenten Pfadanalysen zeigten, dass Besorgtheit, und in geringerem Maße auch Aufgeregtheit, mit schlechteren Testscores und Noten im darauffolgenden Schuljahr assoziiert waren. Umgekehrt gingen schlechtere Mathematikleistungen mit einem Anstieg der Angst einher. Eine Ausnahme bildeten die Mathematiknoten in der sechsten Klasse und Angst im darauffolgenden Schuljahr, in dem zumeist eine neue Lehrkraft die Schülerinnen und Schüler beurteilte.

Mit Blick auf die zweite Forschungsfrage zeigte sich, dass Schülerinnen und Schüler, die eine höhere Sensitivität seitens der Mathelehrkraft wahrnahmen, eine Reduktion von Besorgtheit und Aufgeregtheit erlebten. Auch aus Perspektive der Eltern war die geringere Mathematikangst ihrer Kinder wahrnehmbar. Allerdings konnte die Sensitivität der Lehrkraft nicht den negativen Zusammenhang von Angst und Leistung abschwächen.

Die Ergebnisse zeigen, dass es wichtig ist, Mathematikangst in den Blick zu nehmen, um negative akademische Entwicklungsverläufe zu verstehen und intervenieren zu können. Die Sensitivität der Lehrkraft könnte ein Ansatzpunkt sein, Sorgen und Nervosität bezogen auf Mathematik zu reduzieren.



Glücklich im Mathematikunterricht? Zur Relevanz von Bezugsnormorientierungen und klassenbezogenen Zielorientierungen

Linda Wirthwein, Sebastian Bergold, Ricarda Steinmayr

TU Dortmund, Deutschland

Theoretischer Hintergrund. Um optimale Lern- und Leistungsvoraussetzungen zu schaffen, wird im schulischen Kontext vermehrt Wert darauf gelegt, dass sich Schülerinnen und Schüler wohlfühlen. Auch im Kontext internationaler Schulleistungsvergleichsstudien gewinnt das Wohlbefinden von Schülerinnen und Schülern zunehmend an Aufmerksamkeit (OECD, 2017). Bislang existieren jedoch vergleichsweise wenig Befunde, die sich mit dem Wohlbefinden speziell in der Schule bzw. bezüglich eines Schulfachs befassen (Long, Huebner, Wedell & Hills, 2012). Als Determinanten schulischen Wohlbefindens wurden bislang neben individuellen Variablen (z.B. Selbstwirksamkeit) vor allem psychosoziale Variablen (z.B. Klassenklima, soziale Integration) untersucht (vgl. zusammenfassend Wirthwein, Steinmayr & Bergold, 2018). Seltener untersucht wurden bislang motivationale Unterrichtsmerkmale wie z.B. Klassenzielstrukturen oder Bezugsnormorientierungen. Nach der Selbstbestimmungstheorie von Deci und Ryan (2000) dürften eher wahrgenommene Lernziele (Ziel, Inhalte zu verstehen und Kompetenzen zu erweitern) bzw. wahrgenommene individuelle Bezugsnormorientierungen (Fokus auf einem intraindividuellen Kompetenzzuwachs) im Mathematikunterricht wohlbefindensförderlich sein (Finsterwald, Ziegler & Dresel, 2009). Bislang noch nicht untersucht wurde, ob die von den Schülerinnen und Schülern selbst oder die von den Lehrkräften eingeschätzten motivationalen Unterrichtsmerkmale mit einem höheren Wohlbefinden im Mathematikunterricht einhergehen.

Fragestellungen. Ziel des vorliegenden Beitrags ist es, die Bedeutung einer motivationsförderlichen Unterrichtsgestaltung mit dem Fokus auf Bezugsnormorientierungen und Klassenzielstrukturen für das subjektive Wohlbefinden in Mathematik von Schülerinnen und Schüler zu untersuchen. Aufgrund von Geschlechtsunterschieden bezüglich individueller Zielorientierungen in Mathematik (Wirthwein et al., in press) könnte man vermuten, dass Jungen und Mädchen auch die Klassenzielstruktur in Mathematik unterschiedlich wahrnehmen und diese Wahrnehmung differentielle Zusammenhänge zum Wohlbefinden im Mathematikunterricht aufweist (Hascher & Hagenauer, 2011). Daher gingen wir auch der Frage nach, ob eine motivationsförderliche Unterrichtsgestaltung in Abhängigkeit vom Geschlecht der Schülerinnen und Schüler unterschiedlich mit dem Wohlbefinden zusammenhängt.

Methode. Befragt wurden N = 767 Acht- und Neuntklässler/-innen (n = 361 weiblich; Alter: M = 14.07 Jahre, SD = 0.92) von zwei Gesamtschulen und zwei Gymnasien aus 33 Klassen. Selbst wahrgenommene Bezugsnormorientierungen in der Klasse wurden mit vier Items erfasst, die wir dem Fragebogen zur Erfassung der Bezugsnorm-Orientierung (FEBO; Rheinberg 1980) entnommen und abgewandelt haben. Die Klassenzielorientierungen (Lernziele, Annäherungs- und Vermeidungs-Leistungsziele) wurden mit je drei adaptierten Items aus dem Achievement Goal Questionnaire (AGQ-R) von Elliot und Murayama (2008) erfragt. Darüber hinaus wurden die Bezugsnormorientierungen der Mathematik-Lehrkräfte (N = 33) durch den FEBO (Rheinberg, 1980) erhoben.

Ergebnisse. Mehrebenenanalysen ergaben, dass die Schülerinnen und Schüler ein höheres Wohlbefinden in Mathematik schilderten, wenn die selbst wahrgenommene sowie die von den Lehrkräften eingeschätzte individuelle Bezugsnormorientierung höher ausgeprägt waren. Des Weiteren gingen eine höher wahrgenommene klassenspezifische Lernzielorientierung und Annäherungs- sowie eine geringer wahrgenommene Vermeidungs-Leistungszielorientierung mit einem höheren Wohlbefinden im Mathematikunterricht einher. Darüber hinaus fanden wir Hinweise darauf, dass vor allem bei Mädchen die selbst wahrgenommene motivationsförderliche Unterrichtsgestaltung für das Wohlbefinden relevant ist. Dagegen hing die von den Lehrkräften eingeschätzte individuelle Bezugsnormorientierung stärker bei Jungen als bei Mädchen mit einem höheren Wohlbefinden im Mathematikunterricht zusammen. Die Befunde werden im Hinblick auf die Effekte einer motivationsförderlichen Unterrichtswahrnehmung und -gestaltung für das subjektive Wohlbefinden von Schülerinnen und Schülern diskutiert.



Emotionales Erleben von frühpädagogischen Fachkräften im Fach Mathematik – Eine längsschnittliche Untersuchung von der Ausbildung bis in den Berufseinstieg

Lars Jenßen1, Katja Eilerts1, Corinna Schmude2, Michael Eid3, Sigrid Blömeke4

1Humboldt-Universität zu Berlin, Deutschland; 2Alice Salomon Hochschule Berlin, Deutschland; 3Freie Universität Berlin; 4Centre for Educational Measurement at the University of Oslo (CEMO)

Theoretischer Hintergrund

Emotionen spielen eine bedeutsame Rolle in Bildungsprozessen (Huber & Krause, 2017). Insbesondere Mathematik scheint eine Vielzahl von Emotionen auszulösen (Goldin, 2014), z.B. berichten Lehrkräfte von Emotionen wie Freude, Angst und Ärger beim Unterrichten von Mathematik (Frenzel & Goetz, 2007). Emotionen beziehen sich vor diesem Hintergrund auf Lern- und Leistungssituationen und sind somit eng mit dem professionellen Wissen einer pädagogischen Fachkraft verbunden (Frenzel, Goetz, & Pekrun, 2015). Zudem bestimmen sie das instruktionale Verhalten einer pädagogischen Fachkraft (Frenzel, 2014).

Auch frühpädagogische Fachkräfte berichten während ihrer Ausbildung, dass sie in Mathematik sowohl positive Emotionen (z.B. Freude) als auch negative Emotionen erleben (Blömeke, Thiel, & Jenßen, 2017; Thiel & Jenßen, 2018). Insbesondere die Angst, mathematische Anforderungen nicht genügend bewältigen zu können, scheint bei frühpädagogischen Fachkräften im Vergleich zu anderen pädagogischen Fachkräften ausgeprägter zu sein (Ginet, Itzkowich, & Maloney, 2018). Eine qualitative Studie aus den USA deutet daraufhin, dass diese Angst zwar in der Berufseinstiegsphase gegenüber der Ausbildung abnimmt, aber immer noch bedeutsam ausgeprägt ist (Gresham, 2018). Die Angst vor Mathematik hängt dabei negativ mit dem professionellen Wissen in Mathematik zusammen (Jenßen, Dunekacke, Eid, & Blömeke, 2015; Thiel & Jenßen, 2018).

Fragestellung

Der Beitrag untersucht die Frage, inwieweit sich bei frühpädagogischen Fachkräften das Erleben von Freude und Angst bezüglich Mathematik von der Ausbildung bis in die Berufseinstiegsphase entwickelt. Dabei soll zum einen das Zusammenspiel beider Emotionen untersucht werden als auch die hypothetisch angenommene Abnahme von Angst und Zunahme von Freude. Entsprechend theoretischer Annahmen wird für das fachmathematische (MCK) und das mathematikdidaktische Wissen (MPCK) der Fachkräfte kontrolliert.

Methode

Um die Fragestellung zu beantworten, wurden n=129 frühpädagogische Fachkräfte während der Ausbildung (T1) und 4 Jahre später im Berufseinstieg (T2) bezüglich ihrer Freude (3 Items, z.B. „Mathematik macht Spaß.“) und Angst in Mathematik (4 Items, z.B. „Ich bin sehr angespannt, wenn ich eine mathematische Aufgabe lösen muss.“) befragt. Die selbst konstruierten bzw. adaptierten Skalen wiesen in der Untersuchung gute Reliabilitäten auf (Cronbachs Alpha=.86 bzw. .84 für Freude zu T1 bzw. T2 und Cronbachs Alpha=.89 bzw. .88 für Angst zu T1 und T2). MCK und MPCK wurden mithilfe der KomMa-Wissenstests erfasst (Blömeke et al., 2015).

Zur Beantwortung der Forschungsfragen wurden autoregressive Modelle mit Cross-Lagged-Effekten spezifiziert, wobei MCK und MPCK als Kotrollvariablen aufgenommen wurden. Um tatsächliche Veränderungen in der Ausprägung der Emotionen zu ermitteln, wurden Latent-Change-Modelle (LCM) spezifiziert.

Ergebnisse

Der Model Fit des autoregressiven Modells ist sehr gut (Chi2(93)=100.99,p=.53,RMSEA=.00[.00/.04],CFI=1.00,SRMR=.05). Freude und Angst korrelieren zu r=-.67 zu T1. MCK hängt mit MPCK zu T1 zu r=.56 zusammen. Angst und MCK korrelieren ebenfalls erwartungsgemäß zu r=-.35 zu T1 und Freude und MCK zu r=.34. Zwischen Angst und MPCK besteht zudem eine signifikante Korrelation von r=-.28 zu T1. Die autoregressiven Effekte für die Emotionen sind von positiver mittlerer Stärke. Die autoregressiven Effekte für die Wissensfacetten liegen erwartungsgemäß höher.

Erlebte Freude in der Ausbildung sagt Angst im Berufseinstieg mit =-.29 negativ vorher. MCK und MPCK zeigen Cross-Lagged-Effekte aufeinander von positiver kleiner Stärke im Längsschnitt. Im Berufseinstieg korrelieren nur noch MCK und MPCK miteinander, aber geringer im Vergleich zur Ausbildung (r=.24 vs. r=.56).

Das LCM für Angst zeigt eine sehr gute Passung an die Daten (Chi2(23)=33.55,p=.07,RMSEA=.06[.00/.10],CFI=.98,SRMR=.05). Die standardisierten latenten Differenzvariable zeigte erwartungsgemäß eine Abnahme mit Diff=-0.29. Für das LCM von Freude konnte die erforderliche starke faktorielle Invarianz nicht bestätigt werden. Die Daten konnten dementsprechend nicht analysiert werden.

Die Ergebnisse sind größtenteils hypothesenkonform und können inhaltlich vor dem Hintergrund etablierter Emotionstheorien diskutiert werden. Die Diskussion bezüglich der nicht-signifikanten Zusammenhänge zwischen MCK, MPCK und den Emotionen zu T2 schließt Aspekte zur Natur des professionellen Wissens von frühpädagogischen Fachkräften in Mathematik während der Ausbildung im Vergleich zur Berufsphase mit ein.