Zusammenfassung
Nachdem nun mit Blick auf die Merkmale des Planspieleinsatzes eine grundlegende Einschätzung zur Erklärungskraft der berücksichtigten Variablen bezüglich der Einsatzhäufigkeit von Planspielen erfolgt ist, sollen mögliche (Hinderungs-)Gründe für den Einsatz genauer untersucht werden. Hierzu werden insbesondere „Wissen und Vorerfahrung“, „einstellungsbezogene Aspekte“ sowie „Rahmenbedingungen“ zunächst bivariat untersucht und schließlich in einer Synthese multivariate Modelle für den Planspieleinsatz und die Planspieleinsatzhäufigkeit gebildet.
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Notes
- 1.
Sofern hier vom theoretischen, praktischen oder dem Wissen (im Mittelwert bzw. Index) der Befragten die Rede ist, bezieht sich dies – sofern nicht explizit anders benannt – immer auf die Selbstzuschreibung.
- 2.
Die einfaktorielle ANOVA zeigt einen signifikanten Unterschied an (F (12, 183) = 1.82*). Im paarweisen Mittelwertvergleich (Tukeys Test) zeigt sich ein signifikanter Unterschied zwischen „Demokratie/Partizipation/Wahlen“ sowie den IB-Themen (1.19 +/-.34*), wonach das Wissen unter denen, die IB-Themen anbieten, überzufällig höher ist.
- 3.
Mann-Whitney-U-Test: z = 4.39***.
- 4.
Mann-Whitney-U-Test: z = -3.37***.
- 5.
Die Mittelwerte an Gymnasien liegen für theoretisches Wissen (MW = 4.8, SD = 1.3, MD = 5, n = 74) sowie praktisches Wissen (MW = 4.03, SD = 1.7, MD = 4.5, n = 74) und damit auch im Durchschnittswert (MW = 4.41, SD = 1.33, MD = 4.5, n = 74) am höchsten. Danach folgen Gesamtschulen (theoretisches Wissen: MW = 4.3, SD = 1.45, MD = 4, n = 73; praktisches Wissen: MW = 3.47, SD = 1.63, MD = 4, n = 73; im Index (WisMit): MW = 3.88, SD = 1.45, MD = 4, n = 73) und mit deutlich geringeren Werten, die Personen, die an (Haupt-/)Realschulen arbeiten (theoretisches Wissen: MW = 3.58, SD = .84, MD = 4, n = 19; praktisches Wissen: MW = 2.74, SD = 1.19, MD = 3, n = 19; im Durchschnitt/WisMit: MW = 3.16, SD = .9, MD = 3, n = 19). Hier zeigt sich, dass die Skala bei (Haupt-/)Realschulen sogar nie das positive Extrem erreicht. Alle drei Schulformen weisen jeweils höhere Selbstzuschreibungen für das theoretische als für das praktische Wissen auf.
- 6.
Mann-Whitney-U-Test: z = 6.2***.
- 7.
Namentlich: PS20allgVorteileSumme, PS20SUSVorteileSumme, PS21BriefingSumme bzw. PS22ReflexionSumme.
- 8.
Hierbei ist zu berücksichtigen, dass aufgrund der verschiedenen Verteilung der Variablen unterschiedliche Berechnungsverfahren herangezogen werden müssen, die unterschiedliche Fehleranfälligkeiten aufweisen und im direkten Vergleich Verzerrungen zeitigen können. Dies ist bei einer detaillierten Betrachtung relativierend zu berücksichtigen.
- 9.
Werden die Regressionsmodelle ohne die Vertiefungsindizes aufgebaut, so hat Lehrbefähigung L3 signfikante Erklärungskraft für das Wissen (6 %), wird jedoch moderiert von der sozialwissenschaftlichen Facultas (gemeinsam: 13 %), leicht verbessert jedoch ohne eigene Signifikanz durch die Erfahrungszeit im Politikunterricht (gemeinsam: 15 %) und schließlich mit der Planspielvorerfahrung eine Varianzaufklärung von 30 %, wobei die sozialwissenschafltiche Facultas signifikant bleibt, außerem die Politikererfahrungszeit signifikant wird und die Planspielvorerfahrung auf höchstem Signifikanzniveau zur Erklärung des Wissens beiträgt. Werden allein sozialwissenschaftliche Facultas und Planspielvorerfahrung berücksichtigt, so zeigen beide signifikanten Einfluss und erklären gemeinsam 24 % des Wissens. Demnach ist es deren Vorhandensein jeweils erklärungskräftig für höheres Wissen.
- 10.
Für die multivariate Untersuchung s. Abschnitt 6.4.
- 11.
Für die Gruppe derer, die sich einen geringeren Mittelwert zuschreiben, können keine Aussagen getroffen werden, weil diese die Vertiefungsfragen im Falle eines Nicht-Einsatzes nicht erhalten haben. Somit existiert für die Einsetzenden keine Vergleichsgruppe. Dies gilt für die nachfolgenden Berechnungen entsprechend. Die Gruppe der Einsetzenden mit geringerem Mittelwert ist außerdem sehr klein, ihre Zustimmung liegt im Mittel (MW = 2.73, SD = .2, n = 6) sehr ähnlich wie bei denjenigen mit hohem Wissen ohne Einsatz.
- 12.
Die Gruppe derer mit geringem Wissen und Planspieleinsatz (MW = 2.94, n = 7) zeigt auch hier einen ähnlichen Mittelwert wie die Gruppe derer mit hohem Wissen ohne Planspieleinsatz.
- 13.
Die Personen mit geringem Wissen (WisMit) weist im Mittel (MW = 3.2, n = 7) eine Zustimmung zu den Briefing-Zuschreibungen auf, die eher dem der Einsetzenden mit hohem Wissen gleicht.
- 14.
Die Personen mit geringem Mittelwert und Planspieleinsatz weisen einen sehr ähnlichen Mittelwert (MW = 3.12, n = 7) mit den Nichteinsetzenden höheren Wissens auf.
- 15.
Mann-Whitney-U-Test: z = 4.***.
- 16.
Mann-Whitney-U-Test: z = 3.42***.
- 17.
Mann-Whitney-U-Test: z = 2.74**.
- 18.
Mann-Whitney-U-Test: z = -2.74**.
- 19.
Mann-Whitney-U-Test: z = -5.4***.
- 20.
Entsprechend ist auch der Zusammenhang mit dem Durchschnittswert signifikant (diff = -1.28***, n = 167).
- 21.
Mann-Whitney-U-Test: z = 3.42***.
- 22.
Mann-Whitney-U-Test: z = 2.74**.
- 23.
Mann-Whitney-U-Test: z = 2.74**.
- 24.
Zu den Voraussetzungen einer logistischen Regression in Stata s. Bittmann (2018: 16). Diese sind soweit erfüllt, allerdings unterschreiten die kategorialen Prädiktoren für Einsetzende ohne Facultas und Einsetzende ohne Vorerfahrung knapp die idealen Mindestzellstärken. Dies ist einschränkend zu berücksichtigen.
- 25.
Ausschließlich die Lehrbefähigungen weisen keinerlei Signifikanz und Erklärungskraft auf.
- 26.
Es zeigt sich eine Korrelation zwischen Frontal- und Klassenunterricht mit transmissiver Haltung (r = .32***, n = 168) sowie umgekehrt negativ, aber schwächer (ρ = -.23**, n = 167) mit konstruktivistischer Haltung.
- 27.
Mann-Whitney-U-Test: z = 2.3*.
- 28.
Mann-Whitney-U-Test: z = -3.71***.
- 29.
Mann-Whitney-U-Test: z = -3.71***.
- 30.
Mann-Whitney-U-Test: z = -2.8**.
- 31.
Die anderen Methoden sind im hiesigen Fragebogen nur randständig thematisiert worden, sodass keine vertiefenden Auskünfte darüber möglich sind.
- 32.
Index LT05Orga_DruckSumme: MW = 2.71, SD = .47, MD = 2.71, Min = 1, Max = 4, n = 170. Hinweis zur Operationalisierung: Zeit (Orga_Druck1, Orga_Druck2, Orga_Druck4, Orga_Druck5, Orga_Druck7, Orga_Druck9), Räume (Orga_Druck3), schulorganisatorisch-curriculare Rahmenbedingungen (Orga_Druck6, Orga_Druck8).
- 33.
Die Themengruppen weisen kleine Zellenbesetzungen auf, theoretisch sind zudem keine Unterschiede zu vermuten.
- 34.
Ein Boxplot dient der umfangreichen Darstellung der Verteilungsmerkmale (s. Bortz/Schuster 2010: 44 f.): Die mittleren 50 % werden dabei durch die sog. Box repräsentiert, die sog. Whisker symbolisieren die restliche Verteilung ohne Ausreißer, Selbige sind durch Punkte dargestellt, die weiße Linie zeigt den Median an.
- 35.
Eine explorative Faktorenanalyse (s. z. B. Bortz/Döring 2016: 727; Backhaus et al. 2016: 386 ff.) wurde als Hauptachsenanalyse durchgeführt (n = 69), da zumeist ausreichende Korrelationen ( > .4) vorzufinden sind, ein quasi-metrisches Skalenniveau vorliegt, die Stichprobengröße ausreichend groß ist und das Modell konvergiert. Das Kaiser-Meyer-Olkin-Kriterium (KMO = .7) ist erfüllt. Der erste Durchgang wurde oblique rotiert, weil Korrelationen anzunehmen sind. Daraufhin wurde die Itemanzahl reduziert (PS14_11: Nicht mit Unterrichtsstil vereinbar), erneut oblique rotiert, auf Beiladungen geprüft und dadurch wurden fünf Faktoren ermittelt. Deren Reliabilität wurde mittels Cronbachs Alpha überprüft. Demnach finden sich vier Faktoren mit akzeptablem Wert: Faktor 1 (PS14_05 & PS14_06; α = .8) entspricht „Problemen beim Belegen von Lernerfolgen“; Faktor 2 (PS14_03 & PS14_04; α = .71) bezeugt eine „fehlende Passung der Methode“ für Inhalte bzw. Schüler:innen; Faktor 3 (PS14_09 & PS14_10; α = .69) spricht für „externe Hürden in der Durchführung“; Faktor 4 (PS14_01 & PS14_02; α = .77) bezieht sich auf den „Aufwand“. Faktor 5 kann trotz minderen Alphas auf „mangelnde Angebotsinformationen“ hinweisen (PS14_07 & PS14_08; α = .57). Hieran lassen sich künftige Untersuchungen anschließen.
- 36.
Es zeigt sich ein signifikanter Unterschied zwischen den Gruppen der einfaktoriellen ANOVA bezüglich Schulform (F (2, 70) = 3.67*) und zwar zwischen Gesamtschule und (Haupt-/)Realschule (-.74 +/-.28*).
- 37.
Es zeigt sich ein signifikanter Unterschied zwischen den Gruppen der einfaktoriellen ANOVA bezüglich Schulform (F (2, 70) = 4.01*), im Tukeys Test zeigt sich kein Unterschied auf ausreichendem Signifikanzniveau.
- 38.
Es zeigen sich zudem nicht signifikante Korrelationswerte über >.2 für PS14_03 (für Schüler:innen ungeeignet) und mangelnden Räumlichkeiten (PS14_09). Fehlende Signifikanzen könnten auf die mangelnde Güte des transm-Summenindexes zurückzuführen sein. Die Werte deuten jeweils in die gegenteilige Richtung als in Bezug auf die konstr-Skala.
- 39.
Diese Frage richtete sich jedoch nicht an Personen mit geringem Planspielwissen und ohne Einsatz, s. Anhang II im EZM.
- 40.
Eine explorative Faktorenanalyse (s. z. B. Bortz/Döring 2016: 727; Backhaus et al. 2016: 386 ff.) ergibt dazu nach Prüfung vorliegender Korrelationen in einer Hauptachsenanalyse (n = 113) sowie weiterer Voraussetzungen und auf zu hohe Beiladungen sowie des Kaiser-Meyer-Olkin-Kriteriums (KMO = .74) und anschließender obliquer Rotation drei zu streichende Items. Im zweiten Durchgang mit reduzierter Itemanzahl und obliquer Rotation verbleiben drei Faktoren, die auf ihre Reliabilität mittels Cronbachs Alpha überprüft wurden. Demnach bilden Umgang mit der Offenheit des Spielverlaufs bzw. der Reflexionsphase einen gemeinsamen Faktor 1 (α = .89), der mit „Umgang mit der Offenheit der Methode“ zusammengefasst werden kann, einen weiteren Faktor 2 bilden die professionelle Gestaltung der Reflexionsphase sowie Aufgabe der Spielleitung, der mit „Anforderungen an die Lehrkraft als Spielleitung“ (α = .81) überschrieben werden könnte. „Logistische Hürden“ als Faktor 3 bilden dann Probleme mit Raum- und Zeitkapazitäten (α = .74). Daneben verbleiben als einzelne Items „Schüler/innen für die Planspielteilnahme zu begeistern“, „die Planungsunsicherheit auszuhalten“, „zu erkennen, wann die Spielleitung eingreifen muss“. Offensichtlich nehmen die Befragten einen Unterschied zwischen Offenheit und (Planungs-)Unsicherheit wahr, und die spezifische Frage des Eingreifens enthält demnach auch noch etwas, das die allgemeine Aufgabe der Spielleitung nicht ausreichend zu umfassen scheint. Hier wäre in weiteren quantitativen Erhebungen zu prüfen, ob das hiesige Datenmaterial nicht ausreichend war oder tatsächlich noch andere Aspekte dahinterliegen, die ggf. auch in qualitativen Untersuchungen näher beurteilt werden sollten.
- 41.
So wäre auch denkbar, dass Personen ein geringeres Problembewusstsein aufweisen und aus Unwissenheit unbedarfter die Zwecke auswählen. Wenngleich dies nicht in Gänze auszuschließen ist, zeigt eine Kontrolle in der Gruppe derer mit hohem selbstzugeschriebenem Wissen, dass die Effekte relativ konstant erhalten bleiben. Im Falle des Einsatzzwecks Vermittlung von Komplexem zeigt sich ein weiterer Mittelwertunterschied (diff = .34, n = 81; Ausgewählt: 2.22, n = 58), demnach stimmen diejenigen, die diesen Zweck angegeben haben, der Herausforderung des Erkennens der Notwendigkeit des Eingreifens weniger zu.
- 42.
PS23HerausfSumme: MW = 2.54, SD = .53, Min = 1, Max = 4, n = 117.
- 43.
Mann-Whitney-U-Test: z = 2.14*.
- 44.
Mann-Whitney-U-Test: z = 2.03*.
- 45.
Für PS24_15 „leichtere Zugänglichkeit“ zeigt der T-Test (diff = -.2*, n = 114) einen Unterschied, wonach diejenigen, die eine leichtere Zugänglichkeit hilfreich befänden, einen leicht höheren Einsatz aufweisen (MW = 2.09, n = 69). Diese Signifikanz zeigt sich jedoch nicht im Mann-Whitney-U-Test.
- 46.
MW = 3.1, SD = .82, MD = 3, Min = 1, Max = 4, n = 115.
- 47.
MW = 2.87, SD = 1.03, MD = 3, Min = 1, Max = 4, n = 114.
- 48.
MW = 1.89, SD = .93, MD = 2, Min = 1, Max = 4, n = 103.
- 49.
Mann-Whitney-U-Test: z = -2.43*.
- 50.
Mann-Whitney-U-Test: z = -2.4*.
- 51.
Der Wunsch nach eigener Spielerfahrung zeigt keine Signifikanzen bezüglich der Vorerfahrung oder des praktischen Wissens. Es zeigt sich allerdings, dass Personen, die den Auswahlgrund „selbst gespielt“ angegeben haben, der Aussage im Mittel stärker zustimmen (diff = -.4*, n = 85; Ausgewählt: MW = 2.86, n = 35). Signifikant ist der Mittelwertunterschied bezüglich der Zustimmung zur aktiven Planspielteilnahme als Hilfe (diff = -.85***, n = 112; Welch-Korrektur): Wer dies als hilfreich angegeben hat, stimmt auch der Idealbedingung deutlich stärker zu (MW = 3.07, n = 57).
- 52.
Werden die Herausforderungen einzeln mit dem Summenindex zu den idealen Einsatzbedingungen (PS17WennSumme) betrachtet, zeigt sich eine Korrelation mit der Herausforderung der Benotung (r = .23*, n = 115) sowie mit Zeitmangel (ρ = .36***, n = 117) und stark mit Raummangel (r = .53***, n = 117).
- 53.
Weiter gefasst: Auch größere Freiheiten bei der Unterrichtsorganisation als ideale Rahmenbedingungen korrelieren positiv mit der Herausforderung, genug Zeit für die Planspieldurchführung zu finden (ρ = .36***, n = 114). Nicht ganz so stark fällt der Zusammenhang mit dem allgemein zu hohen Zeitdruck (ρ = .23**, n = 116) aus. Es zeigt sich außerdem, dass Personen, die gern größere Freiheiten bei der Unterrichtsorganisation hätten, auch stärker bestätigen, durch die bestehenden Zeitintervalle negativ in der Methodenauswahl beschränkt zu sein (r = .3**, n = 115), keine Zeit für Handlungsorientierung finden (r = .2*, n = 116) und – wiederum umgepolt – nicht ausreichend Zeit für sinnvolle Unterrichtsgestaltung zur Verfügung haben (r = .36***, n = 116). Noch stärker fällt der Zusammenhang der Herausforderung, genug Zeit für die Planspieldurchführung zu finden, mit dem Wunsch nach veränderten schulorganisatorischen und institutionellen Rahmenbedingungen aus (ρ = .48***, n = 112). Weniger stark korreliert diese Idealbedingung mit dem allgemeinen Zeitdruck (ρ = .21*, n = 113) sowie dem umgepolten Item zur Verfügbarkeit flexibler Zeitfenster (ρ = .22*, n = 111). Auch hier bestehen Zusammenhänge zur allgemeinen negativen Beeinflussung der Methodenwahl durch die vorgegebenen Zeitintervalle (r = .4***, n = 112) sowie schwächer zur fehlenden Zeit für Handlungsorientierung (r = .19*, n = 113) sowie zur fehlenden Zeit für die Unterrichtsgestaltung, wie sie für sinnvoll erachtet werde (r = .26**, n = 113). Außerhalb von festgelegten Zeitfenstern planen zu können und mehr Freiheiten in der Unterrichtsorganisation korrelieren sehr stark (r = .6***, n = 112), ebenso wie mit veränderten schulorganisatorischen und institutionellen Rahmenbedingungen (r = .6***, n = 109). Noch stärker korrelieren die Idealbedingungen veränderter schulorganisatorischer und institutioneller Rahmenbedingungen sowie freiere Unterrichtsorganisation (r = .77***, n = 111).
- 54.
Weiter gefasst: Veränderung schulorganisatorischer und institutioneller Rahmenbedingungen als Idealbedingung korreliert signifikant mit dem Hinderungsgrund verfügbarer Räumlichkeiten (r = .42*, n = 26), wohingegen die Idealbedingung mehr Freiheiten in der Unterrichtsorganisation mit demselben nicht signifikant werden. Beide Idealbedingungen zeigen jedoch eine relativ hohe Korrelation mit der Raumfrage als Herausforderung (r = .61***, n = 112 bzw. r = .4***, n = 114). Keine Korrelation findet sich zur allgemeinen Frage – umgepolt – bezüglich der Verfügbarkeit zusätzlicher Unterrichtsräume und freierer Unterrichtsorganisation als Idealbedingung, wohingegen die veränderten schulorganisatorischen und institutionellen Rahmenbedingungen durchaus damit zusammenhängen (r = .31**, n = 113).
- 55.
Weiter gefasst: Wird auch die Idealbedingung einer verbesserten Akzeptanz durch die Schulleitung bzw. das Kollegium als Rahmenbedingung berücksichtigt, so zeigt sich hier nur ein Mittelwertunterschied bezüglich der Hilfe durch stärkere curriculare Verankerung (diff = -.59, n = 103; Ausgewählt: MW = 2.35, n = 23; Mann-Whitney-U-Test: z = -2.81**), nicht bezüglich des Auswahlgrundes. Hier finden sich auch Korrelationen zum Druck offizieller Anforderungen (ρ = .33***, n = 103) und zur Möglichkeit der außerplanmäßigen Unterrichtsorganisation (ρ = .22*, n = 103).
- 56.
Hierbei handelt es sich um ein umcodiertes Item. Die ursprüngliche Frage war aus testtheoretischen Gründen positiv formuliert.
- 57.
Mann-Whitney-U-Test: z = -.92**.
- 58.
Mann-Whitney-U-Test: z = 3.6***.
- 59.
Mann-Whitney-U-Test: z = 2.64**.
- 60.
Dieser letztgenannte Moderationseffekt zeigt sich aber nicht in einem Regressionsmodell das die Vertiefungsindizes umfasst und damit auf diejenigen mit hohem Wissen beschränkt ist.
- 61.
Bezüglich der Schulform ist jedoch festzuhalten, dass die Kategorie der (Haupt-/)Realschulen mit nur 19 Fällen besetzt ist und damit die Voraussetzung der ausreichend großen Zellenbesetzung der kategorialen Prädiktoren verletzt. Wird die Schulform nicht ins Modell aufgenommen, so wird die Lehrbefähigung L3 signifikant. Lehrbefähigung und Schulform hängen insofern zusammen, als dass an Gymnasien und (Haupt-/)Realschulen hauptsächlich die Personen mit der einschlägigen Lehrbefähigung unterrichten, an Gesamtschulen sind beide ähnlich vertreten. Sobald das Wissen hinzugefügt wird, verschwindet der Effekt.
- 62.
Die Unterrichtsverantwortung erhält für „keine eigene Klasse“ eine zu kleine Gruppe (n = 5), sie wird für die Aufnahme in die jeweiligen Regressionsmodelle umcodiert und nur mit den zwei Kategorien „eigene Klasse“ und „Funktionsstelle“ einbezogen.
- 63.
Wird die transmissive Skala aufgrund ihrer minderen Güte nicht aufgenommen, so sinkt die Erklärungskraft nicht nennenswert.
- 64.
Werden die fünf Aspekte zum Modell III je einzeln hinzugefügt, so zeigt sich – neben dem Wissen – nur das Angebot signifikant (Coef. = 1.*). Es hat dann eine Erklärungskraft von 44 %. Minimal höher ist die Güte unter Einbezug der Bewertung, die anderen drei Modelle liegen zwischen 41 % und 42 %.
- 65.
Werden nur die Variablen zu einstellungsbezogenen Aspekten hinzugefügt ohne den Bereich zu Wissen und Vorerfahrung, so wird nur eine Erklärungskraft von 13 % erreicht, wobei die sozialwissenschaftliche Facultas als einzige Variable signifikant wird.
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Meßner, M.T. (2023). Empirische Befunde: Mögliche (Hinderungs-)Gründe für den Einsatz. In: Der Einsatz von Planspielen im sozialwissenschaftlichen Unterricht. Springer VS, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-658-43394-9_6
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