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VIII. Diskussion in:

Georg Wissner

Üben am Instrument, page 221 - 244

Übertragbarkeit der Expertiseforschung auf normalbegabte, popularmusikalisch interessierte Schüler

1. Edition 2018, ISBN print: 978-3-8288-4202-1, ISBN online: 978-3-8288-7099-4, https://doi.org/10.5771/9783828870994-221

Series: Systematische Musikwissenschaft und Musikkulturen der Gegenwart, vol. 7

Tectum, Baden-Baden
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VIII. Diskussion Modellinterpretation Im finalen Strukturgleichungsmodell zeigen sich nach der Modifizierung des vermuteten Ausgangsmodells letztlich vier Konstrukte als maßgeblich für das Üben der jugendlichen Instrumentalschüler. Diese sind das Übeverhalten, die Musiziermöglichkeiten, die Übemotivation und die elterliche Unterstützung beim Üben. Die latenten Konstrukte korrelieren untereinander zumeist nur sehr schwach. Lediglich zwischen der Übemotivation und den Möglichkeiten zum Musizieren zeigt sich ein hochsignifikanter Zusammenhang. Dagegen sind die Konstrukte für sich genommen sowohl in inhaltlicher als auch in statistischer Hinsicht schlüssig. Die stärksten Einflussfaktoren im Modell sind ›Interesse & Lob der Eltern‹, ›Vorspielmöglichkeiten‹, das ›Üben für das Publikum‹ und die ›Art der Internetnutzung‹. Ein weiterer interessanter, wenn auch nicht signifikanter Zusammenhang zeigt sich in Form einer negativen Korrelation zwischen der elterlichen Unterstützung und dem Übeverhalten. Hingewiesen sei hier nochmals auf die Gültigkeit des Modells für den Bereich normalbegabter Instrumentalschüler mit popularmusikalischem Bezug. Das Modell wurde, aufgrund der geringen Anzahl an K-Schülern, für die Gesamtstichprobe berechnet. Der Anteil der P- Schüler war mit n = 113 fast viermal so hoch wie jener der K-Schüler. Somit können die Ergebnisse hauptsächlich für die Gruppe der P- Schüler gelten. Eine Überprüfung des Modells ohne die Gruppe der K-Schüler, zeigte keine statistisch bedeutsamen Unterschiede. Ein Vergleich der beiden Gruppen erfolgte jedoch in der Prüfung der einzelnen Hypothesen auf pfadanalytischer Ebene (vgl. Kap. VII, S. 203 ff.). Die schwachen Verbindungen zwischen den Konstrukten sind hinsichtlich des explorativen Charakters der Studie nicht per se als 222 Diskussion schlecht zu bewerten. Vielmehr wird hier deutlich, dass das Üben normalbegabter Instrumentalschüler im populären Bereich von einer Vielzahl an Faktoren beeinflusst wird, die zwar insgesamt ein Bild des aktuellen Übeverhaltens zeigen, dabei aber auch die Diversität der Einflussfaktoren auf das Übeverhalten abbilden. In das Gesamtmodell gehen die Konstrukte Übeverhalten, Übemotivation, infrastruktureller Background und elterliche Unterstützung ein. Diese Konstrukte müssen hinsichtlich der im Gesamtmodell verbleibenden Items allerdings noch einmal inhaltlich interpretiert werden. Das Übeverhalten (FÜV) wird im Gesamtmodell abgebildet durch die ›Art der Internetnutzung‹ sowie die ›Nutzung von Hilfsmitteln und Internetportalen‹ beim Üben. Somit kann gesagt werden, dass das latente Konstrukt des Übeverhaltens letztlich nur einen Aspekt des gesamten Übeverhaltens, nämlich die Nutzung von Hilfsmitteln inklusive des Internets, abbildet. Zeitliche Aspekte, wie die Länge der Übezeit oder die Länge der Pausen beim Üben, finden keine Berücksichtigung, ebenso wenig wie Aspekte der Unterrichtsgüte, also beispielsweise auch des Lehrerfeedbacks. Interessanterweise sind dies genau die Aspekte, die hinsichtlich einer Übepraxis im Sinne der deliberate practice genannt werden (vgl. Ericsson 1996, 1997; Krampe 1997; Wulf/Shea/Wright 1998; Roth 2012). Der Faktor Übeverhalten deckt sich teilweise mit den von Hallam, Rinta, Varvarigou und anderen gefundenen Faktoren. Der dritte dort beschriebene Faktor beschreibt die Nutzung von Aufnahmen für das vorherige Hören eines Stückes, zum Selbstfeedback beim Üben sowie die Benutzung eines Metronoms (vgl. Hallam/Rinta/Varvarigou und andere 2012). Dies sind Aspekte, die sich auch in der Nutzung von Hilfsmitteln, wie dem Internet, widerspiegeln. Die Vermutung liegt also nahe, dass normalbegabte P-Schüler in ihrem Üben wenig Wert auf Aspekte wie Übedauer, Qualität des Unterrichts und Lehrerfeedback legen und sich dafür stärker mit der Modellinterpretation 223 Selbstinformation durch das Internet beschäftigen, wenn sie Hilfestellung beim Üben benötigen (vgl. Green 2002; Cayari 2011; Lai 2013; Wissner 2016). Diese Vermutung wird auch durch den Einfluss der Skala ›Art der Internetnutzung‹ auf das latente Konstrukt des Übeverhaltens ( = .67) gestützt, da sie den größten Einfluss unter den eingehenden Variablen zeigt. Hinsichtlich der Übemotivation (ÜMF) verbleiben nur zwei der ursprünglich vier Skalen des Konstrukts im Gesamtmodell. Die Skalen ›Publikum‹ und ›Lehrer‹ sind beide der extrinsischen Motivation zuzuordnen (vgl. Kap. VI – Messinstrumente, S. 129 ff.). Dabei hat der Aspekt eines imaginierten Publikums noch einen stärkeren Effekt als der des Lehrers (vgl. auch Mahlert 2006, S. 41). Auch hier könnte der Grund in der popularmusikalischen Ausrichtung der Gesamtstichprobe liegen. Möglicherweise geht es den Schülern in Zeiten der allgegenwärtigen Casting- und Talentshows mehr um das Feedback seitens eines Publikums als um jenes eines Lehrers. Interessant erscheint aber die Einschränkung auf extrinsische Faktoren im Zusammenhang mit den anderen Faktoren des Übeverhaltens. Im Falle der Skala ›Publikum‹ kann, wie bereits beschrieben, von einer extrinsisch-intrinsischen Motivation, gerade auch im Hinblick auf die neuen Medien, ausgegangen werden, wie sie auch im Konstrukt der Übemotivation beschrieben wird. Das Üben für den Lehrer ist hingegen einzig extrinsisch geprägt und wird als negativ besetzt beschrieben. Hier ist zu vermuten, dass gerade bei P-Schülern Diskrepanzen sowohl zwischen dem eigenen Anspruch und Musikgeschmack, als auch den Anforderungen und dem, durch den Lehrer vorgegebenen, zu spielenden Repertoire bestehen. Hierbei könnte auch die Persönlichkeit des Lehrers eine Rolle spielen, wie bereits Reed (1976, S. 143 f.) bemerkte. Auch John Hattie (2009) weist in seiner Synthese von 800 Meta-Analysen auf die Wichtigkeit der Lehrerpersönlichkeit im Unterricht hin. 224 Diskussion Die obige Vermutung wird durch den wichtigen Befund gestützt, dass die Auswertung diametral entgegengesetzte Angaben für die musikalische Zugehörigkeit und die tatsächlich praktizierte, in der Regel klassische, Musik zeigt. Dies bedeutet, dass jene Schüler, die sich der populären Musik zugehörig fühlen, im Unterricht entgegen ihrer Vorliebe eher mit klassischer Musik konfrontiert werden und vice versa. Diese Diskrepanz zwischen den Gruppen ist auch aus Tab. 35 zu ersehen. Tab. 35: Diskrepanz zwischen musikalischer Präferenz und tatsächlich musizierter Musikrichtung musizierte Musikrichtung musikalische Präferenz Übereinstimmung Keine Übereinstimmung Populär 40,2 % 59,8 % Klassisch 93,1 % 6,9 % über beide Gruppen hinweg 51,9 % 48,1% Ein nachträglich mittels t-Test durchgeführter Gruppenvergleich hinsichtlich der Übezeiten bestätigt die Relevanz dieses Ergebnisses. Getrennt nach der präferierten Musikrichtung zeigt sich ein hochsignifikantes Ergebnis. Dabei üben die K-Schüler im Durchschnitt 16 Minuten länger. Trennt man die Gruppen allerdings nicht nach der Präferenz, sondern der vorwiegend musizierten Stilrichtung, verschwindet dieser Unterschied und scheint sich sogar leicht ins Gegenteil zu verkehren. Schüler, die hauptsächlich populäre Musik auf ihrem Instrument spielen, üben im Durchschnitt fünf Minuten länger. Dieser Unterschied ist allerdings nicht signifikant (vgl. Tab. 36). Modellinterpretation 225 Tab. 36: Verbindung zwischen musikalischer Präferenz, musizierter Stilrichtung und Übezeiten populär klassisch tägliche Übezeiten (M) nach: Minuten t d Präferenz-Zuordnung 34 50 3,50 ** 0,72 vorwiegend musizierte Stilrichtung 42 37 1,13 n.s. 0,23 Gesamtstichprobe 36 ** p<0,01; t=Prüfwert t-Test; Freiheitsgrade: Präferenz df=141, Stilrichtung df=62,3; d=Teststärke Cohens d Hinsichtlich der Fragen zum infrastrukturellen Background beim Erlernen eines Musikinstrumentes (FiBEM) muss bemerkt werden, dass dieser mit den in das Gesamtmodell eingehenden Variablen ›zusammen musizieren‹ und ›Vorspielmöglichkeiten‹, die sich beide auf die musikalischen Möglichkeiten innerhalb der Musikschule beziehen, letztlich eine andere Dimension als die ursprünglich erwartete erfasst. Durch die beiden Variablen wird die Zufriedenheit mit den Möglichkeiten gemessen, welche zum gemeinsamen Musizieren und zur Präsentation der eigenen Leistung geboten werden. Demzufolge müsste für weitere Forschung in diesem Bereich entweder das Konstrukt des infrastrukturellen Backgrounds überdacht und ein angepasster Fragebogen entwickelt werden oder aber der hier zutage getretene Befund in einen neuen Fragebogen zur Zufriedenheit mit den musikalischen Möglichkeiten überführt werden. Für das hier explorierte Gesamtmodell kann gesagt werden, dass diese musikalischen Möglichkeiten mit einer Zusammenhangsstärke von = .57 in Verbindung mit dem Konstrukt der Übemotivation den stärksten Zusammenhang im Gesamtmodell bilden. Auch die Regressionsgewichte innerhalb des Messmodells zählen zu den höchsten im Gesamtmodell (vgl. Abb. 19). Somit kann davon ausgegangen werden, dass die musikalischen Möglichkeiten einen sehr wichtigen Einfluss auf das Übeverhalten von P-Instrumentalschülern haben – insbesondere auf die Übemoti- 226 Diskussion vation. Pickert weist darauf hin, dass sowohl Freunde, als auch Vereine sowie der Wunsch, in einem Ensemble zu spielen, motivationale Faktoren beim Erlernen eines Instrumentes darstellen (vgl. Pickert 1997, S. 174). Einen solchen positiven Einfluss vermutet auch Hallam für gelungene Vorspiele oder die Erarbeitung eines schwierigen Werkes (vgl. Hallam 1998, S. 60 f.). Harnischmacher mutmaßt ebenfalls einen die Übezeit erhöhenden Effekt durch anstehende Vorspiele (vgl. Harnischmacher 1998a, S. 95). Dies ist insofern nicht verwunderlich, als dass bereits im Konstrukt der Übemotivation ein starker Einfluss des Übens für ein Publikum evident wurde. Ein solches Üben kann nur dann für den Übenden sinnvoll sein, wenn auch die Möglichkeit zur Präsentation des Geübten besteht. Somit verdichten sich die Hinweise darauf, dass die Leistungspräsentation für die meisten Instrumentalschüler in der hier verwendeten Stichprobe von großer Wichtigkeit ist und sie ihr jeweiliges musikalisches Können auch präsentieren möchten, obgleich dies nicht bedeutet, dass hierbei ein besonders hoher Anspruch an die eigene Leistung besteht. Denn es erscheint in diesem Zusammenhang interessant, dass sich im finalen Gesamtmodell keine Variablen wiederfinden, die im Zusammenhang mit Wettbewerbsteilnahmen oder der Veröffentlichung eigener musikalischer Leistungen stehen (vgl. Abb. 19, S. 201). Die elterliche Unterstützung beim Üben betreffend finden sich drei der ursprünglich vier im Messmodell vorhandenen Faktoren wieder. Die Skala ›Sanktion‹ zeigte im Gesamtmodell keinen sinnvollen Zusammenhang mit den restlichen Items. In das Modell fließen die Skalen ›Förderung‹, ›Übeunterstützung‹ sowie ›Interesse & Lob‹ ein. Dabei hat die Skala ›Interesse & Lob‹ den stärksten Einfluss auf das latente Konstrukt elterliche Unterstützung. Zu vermuten ist, dass die elterliche Unterstützung trotz der populären Ausrichtung und somit einer möglichweise vordergründigen rebellisch-abgrenzenden Hal- Modellinterpretation 227 tung zu den eigenen Eltern, gerade in der Adoleszensphase, eine notwendige Stütze für die Instrumentalschüler darstellt. Dafür spricht auch, dass die Skala ›Sanktion‹ komplett aus dem Modell herausfällt und nur die positiv konnotierten Items übrig bleiben. Auch da das Konstrukt der elterlichen Unterstützung den stärksten Zusammenhang mit den Musizier- und Vorspielmöglichkeiten (FiBEM) aufweist ( = .16), kann vermutet werden, dass die präsentierte Leistung sowohl von den Eltern wohlwollend gesehen wird, als auch dass den Schülern das Wohlwollen der Eltern wichtig ist. Zudem könnte in der vorliegenden Stichprobe auch die musikalische Orientierung der Eltern eine wichtige Rolle spielen. 66,3 Prozent geben an, dass die musikalischen Präferenzen der Eltern im popularmusikalischen Bereich liegen. Solchermaßen populär orientierte Eltern stehen der ebenfalls populären Orientierung ihrer Kinder mutmaßlich aufgeschlossener gegenüber als dies bei differierenden Musikpräferenzen der Fall wäre. Darüber hinaus spielt bei 71,3 Prozent der Befragten mindestens ein Elternteil selbst ein Instrument. Generell weist auch Hallam auf einen positiven Einfluss elterlicher Unterstützung und Supervision hin (vgl. Hallam 1998, S. 32 f.). Ähnliche Hinweise finden sich auch bei O’Neill (1997), Pape (1998) sowie Barry und Hallam (2002). Allerdings gibt es auch Stimmen, welche die elterliche Einmischung in den Übeprozess als problematisch sehen: So bemerken etwa Switlick und Bullerjahn, dass sowohl die Einmischung der Eltern, als auch die Kritik derselben Gründe für einen Abbruch des Instrumentalunterrichts sein können (vgl. Switlick/Bullerjahn 1999, S. 183 f.). P- und K-Schüler im Vergleich Da sich die Übezeiten der Deliberate-Practice-Schüler aus anderen Studien und die Übezeiten der Teilnehmer in der vorliegenden Studie kaum voneinander unterscheiden, muss für den Aspekt des zeitlichen Übeaufwands klar gesagt werden, dass auch P-Schüler zeitlich intensiv üben und in diesem Punkt kein schlechteres Übeverhalten 228 Diskussion diagnostiziert werden kann. Es finden sich in der vorhandenen Literatur zum Thema ›Üben von popularmusikalisch orientierten Personengruppen‹ keine Hinweise auf die tatsächlichen Übezeiten (vgl. Green 2002; Scheuer 1988). Allerdings ist belegt, dass Popularmusiker durchaus aus- und andauernd mit Hingabe und vor allem auch mit Lust an ihrem Instrument üben (vgl. Green 2002; Kleinen 2000; Pape 1998; Herold 2009). Hinsichtlich der Wettbewerbsteilnahme ist das Ergebnis, dass K- Schüler häufiger an Wettbewerben teilnehmen nicht verwunderlich. Schaut man sich die deutsche Wettbewerbslandschaft für Instrumentalschüler an, so fällt schnell auf, dass der Großteil der Wettbewerbe nach wie vor klassisch orientiert ist (vgl. Deutsches Musikinformationszentrum [MIZ] 2016). K-Schüler üben länger als P-Schüler. Mit dieser Aussage wäre allen Argumenten gegen eine populär ausgerichtete Übepraxis und deren Anhängern hervorragend Vorschub geleistet. Doch muss hier genau differenziert werden! Schüler, die sich der klassischen Musik zugehörig fühlen, üben mehr als jene, die eher an populärer Musik interessiert sind. Die Gründe dafür könnten in der Ausgestaltung des Unterrichts liegen. Der traditionelle Unterricht und seine Methoden sind vorwiegend an der klassischen Musik und deren Wertekanon ausgerichtet. Hier stehen oft zusätzlich zum eigentlichen Repertoire Fingerübungen und Etüden auf dem Übeprogramm. Dies mag für K- Schüler zur Routine gehören und wird ohne große Ablehnung erledigt. P-Schüler, die sich aber mit diesen Unterrichtsmethoden weit weniger identifizieren können, sträuben sich möglicherweise gegen solche klassisch konnotierten Methoden und üben in der Folge weniger. Diese Vermutung korrespondiert mit den Gründen für den Abbruch des Instrumentalunterrichts wie sie bei Herold (2004; 2009) und Switlick und Bullerjahn (1999) berichtet werden. Nach diesen Erkenntnissen ist die Unzufriedenheit mit dem Unterricht und den daraus resultierenden Motivationslücken einer der häufigsten Gründe P- und K-Schüler im Vergleich 229 für den Abbruch des Instrumentalunterrichts. Gestützt wird die These darüber hinaus durch den Gegenvergleich mit den Übezeiten für die tatsächlich von den Teilnehmern musizierte Musik. Hier zeigt sich, dass Schüler, die populäre Musik tatsächlich musizieren, die höheren Übezeiten aufweisen, was durch eine höhere Motivation beziehungsweise durch eine größere emotionale Nähe zur tatsächlich musizierten Musik bedingt sein könnte. Wer das musiziert, was er möchte, übt motivierter und länger. Eventuell könnte auch die Tatsache, dass die eigenen Eltern bei K-Schülern eher korrigierend bei Fehlern einschreiten, ein Faktor sein, welcher zu einer verlängerten Übezeit führt. Auch hierfür sollten die Ergebnisse aus der Unterrichtsabbruchsforschung nicht vernachlässigt werden, welche zeigen, dass auch Eltern ein Grund für den Abbruch des Unterrichts sein können (vgl. Herold 2004, 2009; Switlick/Bullerjahn 1999). Darüber hinaus ist zu bemerken, dass bei K-Schülern auch die Pausenhäufigkeit und Länge beim Üben höher ist als bei P-Schülern. Es könnte also sein, dass K-Schüler auch deshalb längere Übezeiten aufweisen, da sie die Pausenzeiten mit in die Übezeit einrechnen. Die kürzeren Übezeiten der P-Schüler wiederum könnten auch in einer häufigeren Musikrezeption mit Freunden zusammen Erklärung finden. Es kann nicht ausgeschlossen werden, dass die bewusste Musikrezeption mit Freunden letztlich gleichfalls eine Art des Übens darstellt, in welcher Anregungen und Motivation für das eigene Instrumentalspiel gefunden werden: Sowohl Aspekte musikalischer Gestaltung und Aspekte des Sounds, die im populären Bereich immanente Wichtigkeit besitzen, als auch generell die Repertoirekunde spielen wichtige Rollen, welche dem Üben zuträglich und zuzurechnen sind (vgl. Hemming 2009, S. 69). Die in den Auswertungen evident gewordene größere Veröffentlichungstätigkeit der K-Instrumentalschüler scheint auf den ersten Blick verwunderlich. Bedingt durch die Quellenlage zum Thema 230 Diskussion ›Umgang mit modernen Veröffentlichungsmedien‹ wäre zu vermuten, dass sich das gefundene Ergebnis genau entgegengesetzt zeigt (vgl. Wissner 2016 für einen Überblick insbesondere zu YouTube,). Es muss allerdings darauf hingewiesen werden, dass in der Gesamtstichprobe nur ein sehr geringer Teil der Befragten (6,8 %) überhaupt angegeben hat, selbst musikalische Inhalte zu veröffentlichen. Vor diesem Hintergrund ist dieses Ergebnis mit der gebotenen Vorsicht zu betrachten. Eine weitere Vermutung ist, dass K-Schüler womöglich auch Mitschnitte ihrer Wettbewerbe im Internet veröffentlichen. Die intrinsische Motivation zeigt sich sowohl als Prädiktor für eine Steigerung der zeitlichen Ausdehnung des Übens, als auch für eine Auseinandersetzung mit dem Internet beim Üben. Für Letzteres ist eine Nutzung des Internets als Hilfsmittel über das reine Üben am Instrument hinaus zu konstatieren. Sowohl K-Schüler als auch P- Schüler scheinen die Möglichkeiten des Mediums aus eigenem Antrieb heraus zu nutzen und zum Vorteil des Übens einzusetzen. Dieses Ergebnis deckt sich mit Erläuterungen bei O’Neill (1997), nach welchen sich intrinsisch motivierte Schüler mehr mit ihrem Instrument beschäftigen und höhere Leistungslevels erreichen. Hallam (1997) betont in diesem Zusammenhang, dass intrinsisch Motivierte das Üben eher als etwas Freudvolles erleben. Das autodidaktische Lernen an sich sei so strukturiert, dass vermutlich eher ein Erfolgsdenn ein Versagenserlebnis eintreffen werde, betont Kleinen (2000). Auch Wulf, Shea und Wright (1998) sehen die Vorteile der intrinsischen Motivation gegenüber einem gehäuften Lehrerfeedback, welches die Fähigkeit zur Selbsteinschätzung langfristig negativ beeinflussen könne. Dies mag vordergründig nicht mit einem Üben im Sinne der deliberate practice vereinbar erscheinen, gleichwohl zeugt es aber von einer differenzierten Auseinandersetzung mit den Inhalten des Instrumentalunterrichts und somit auch von einer modernen und posi- P- und K-Schüler im Vergleich 231 tiv einzuschätzenden Gestaltung des Übens jugendlicher Instrumentalschüler. Hier zeigt sich eine mögliche Abgrenzung einer zeitgemä- ßen Übepraxis von der deliberate practice, welche keinesfalls abwertend zu beurteilen ist. Der Einfluss musikalischer Vorerfahrungen auf das Übeverhalten ist bei Schülern klassischer Orientierung stärker ausgeprägt als bei P- Schülern. Mutmaßlich sind K-Schüler bereits häufiger in jungen Jahren durch ihre Eltern vielfältig mit Musik in Berührung gekommen. Dieser Gedanke erscheint durchaus plausibel, wenn man beispielsweise die reine Lautstärke bei Liveveranstaltungen und den sozialen Rahmen von Klassik- und Rockkonzerten vergleicht. Weiterhin kann vermutet werden, dass bei klassisch orientierten Eltern Musik eher bewusst gehört wird und somit eher zu den bewussten musikalischen Vorerfahrungen beiträgt als nebenbei rezipierte Musik. Diese Aussage könnte auch in Verbindung mit der These gebracht werden, nach der die soziale Herkunft und die innerfamiliäre Musikkultur in direktem Zusammenhang mit der akustisch-musikalischen Rezeptionsfähigkeit stehen (vgl. Lüdtke/Neumann 2014; Gembris/Davidson 2002). Die Zusammenhänge zwischen den musikalischen Möglichkeiten und dem Übeverhalten der Instrumentalschüler sind bei K-Schülern stärker ausgeprägt als bei Schülern populärer Orientierung. Besonders für den Zusammenhang zwischen der Gelegenheit, mit anderen zusammen zu musizieren, und der Nutzung des Internets beim Üben zeigt sich, dass K-Schüler, je mehr sie gemeinsam musizieren, auch häufiger das Internet nutzen. Bei P-Schülern zeigt sich sogar ein entgegengesetztes Bild, wenn auch nicht in sehr starker Ausprägung. Schüler, die popularmusikalisch orientiert sind, nutzen das Internet weniger, je mehr Möglichkeiten zum gemeinsamen Musizieren bestehen. Diese Ergebnisse sind auf sachlogischer Ebene durch die unterschiedlichen Musizierweisen der beiden Gruppen zu erklären. Während im popularmusikalischen Bereich häufig in Bands miteinander 232 Diskussion ›gejammt‹, also ohne festen musikalischen Rahmen direkt miteinander musikalisch interagiert wird, folgt das gemeinsame Musizieren im klassischen Bereich festen Regeln und bedarf einer genauen Kenntnis des Repertoires. Aus diesem Grund müssen sich K-Schüler gezielter auf anstehende Proben vorbereiten und benötigen dafür zum Beispiel Hilfestellung durch das Anschauen von Interpretationen im Internet (vgl. Lai 2013, S. 201). In einer Studie von Katie Lai (2013) zum Thema ›musikalisches Lernen mit YouTube‹ nutzen 81 Prozent der Befragten YouTube auf diese Art und Weise (vgl. ebd., S. 205). Diese Möglichkeiten und die antizipierte Art der Nutzung decken sich auch mit Aussagen in anderen Quellen zum Thema Internetnutzung und den Lernprozessen von Jugendlichen (vgl. Schorb/Würfel/Kießling und andere 2009; Smith 2011; Mercer 2011; Kruse/Veblen 2012). Für die Verbindung der Vorspielmöglichkeiten und der Nutzung von Hilfsmitteln beim Üben zeigt sich in beiden Gruppen die gleiche Einflussrichtung. Je häufiger die Möglichkeit zur Teilnahme an einem Vorspiel besteht, umso öfter werden unpopuläre Hilfsmittel genutzt. Für diesen Einfluss ist zu vermuten, dass institutionalisierte Vorspielsituationen in der Musikschule einen gewissen Leistungsanspruch an die Teilnehmer stellen. Dies bedeutet unter anderem auch, dass die vorgetragenen Stücke in einer festen Form präsentiert werden, so wie sie auch im Schulbuch, in anderem Unterrichtsmaterial oder einer Notenausgabe festgehalten sind. Die wenig genutzten Internetportale (Clipfisch, MyVideo, MetaCafe) sind möglicherweise für ein spezielles Repertoire eher geeignet als qualitativ äußerst weit streuende Plattformen wie beispielsweise YouTube. Auch Paul Beaudoin (2009) weist darauf hin, dass es neben YouTube noch viele andere Informationskanäle im Internet gibt, die Lerninhalte bereitstellen. Zudem gibt es einige Angebote im Internet, die zusätzlich auf weiterführende Offlinemedien verweisen (vgl. Kruse/Veblen 2012, S. 82). P- und K-Schüler im Vergleich 233 Der sich aus Hypothese 9 ergebende Effekt des ursprünglich als externales Handlungshemmnis angenommenen Einflusses von Freunden auf die Nutzung unpopulärer Medien beim Üben erscheint logisch, da mit einer gemeinsamen Rezeption von Onlinemedien, insbesondere innerhalb der eigenen Peergroup, auch eine weitere Streuung der genutzten Medien einhergeht. In einer solchen Situation sammelt sich das Wissen über die neuesten, skurrilsten, besten oder angesagtesten Inhalte, während sich ein Individuum alleine möglicherweise auf nur eine oder wenige Quellen beschränkt und somit auch die eher unpopulären Medien nicht genutzt werden. Aus dieser Sichtweise heraus kann die Ablenkung durch Freunde hier sogar als positive Beeinflussung gewertet werden, eröffnet sie den Teilnehmern der vorliegenden Stichprobe doch die Erweiterung des eigenen Horizontes in übetechnischer Hinsicht. Harnischmacher erwähnt in vergleichbarer Weise in seinen Erläuterungen zu externalen Handlungshemmnissen, dass solche (in Form der Familie) sowohl negativ als auch positiv sein können (vgl. Harnischmacher 1995, S. 45 f.). Auch wenn die beiden Hypothesen 12a und 12b zum Einfluss der elterlichen Unterstützung in den durchgeführten Analysen keine signifikanten Gruppenunterscheide zeitigten, so erscheint es doch interessant, dass sich die stärksten Zusammenhänge in beiden Gruppen zwischen der elterlichen Förderung und extrinsisch konnotierten Faktoren der Übemotivation ergeben. Die positive Begleitung durch die Eltern evoziert eine extrinsische Form der Motivation, die sich in Hinsicht auf eine öffentliche Präsentation der eigenen Leistung positiv niederschlägt. Diese Vermutung deckt sich mit den Erläuterungen bei O’Neill, nach denen eine elterliche Teilhabe durchaus positiv zu bewerten sei. Allerdings erfolgt eine solche Teilhabe oft erst, nachdem ein gewisses Talent festgestellt worden sei (O’Neill 1997, S. 57 f.). Eine solche Talentfeststellung könnte beispielsweise in der Teilnahme an einem öffentlichen Vorspiel erkennbar werden. Auch 234 Diskussion Ericsson, Krampe und Tesch-Römer betonen die Wichtigkeit der elterlichen Teilhabe für die Motivation, besonders zu Beginn des Instrumentalspiels (vgl. Ericsson/Krampe/Tesch-Römer 1993, S. 371). Ernst weist ebenfalls auf die vermutete positive Motivation durch die Eltern hin und betont, dass Eltern nicht die kritisierende Funktion des Lehrers übernehmen sollten (vgl. Ernst 2006, S. 113 f.). Die möglicherweise positive elterliche Teilhabe am Übeprozess im Hinblick auf die öffentliche Präsentation der Leistung ist aber mit Verweis auf die stressinduzierende Wirkung solcher Leistungspräsentationen (Vorspiele) bei jugendlichen Instrumentalschülern nicht völlig unkritisch zu sehen und kann sich letztlich sogar negativ auswirken (vgl. Harnischmacher 1998a, S. 106). Dass sich für die Hypothese ferner signifikante Zusammenhänge zwischen elterlicher Anteilnahme am Üben und der Musikrezeption sowie den zeitlichen Aspekten ergeben, erscheint einleuchtend. Eltern, die ihre Kinder musikalisch fördern, tun dies sicher auch, indem sie einen breiten Zugang zu musikalischen Inhalten bieten. Ebenso ist in der Praxis zu beobachten, dass Eltern, die sich im Hinblick auf das Üben, beziehungsweise das Nicht-Üben, sanktionierend verhalten, in ihrer Argumentation oft auf rein zeitliche Aspekte, also den zeitlichen Umfang des Übens, Bezug nehmen. In den Auswertungen zeigte sich, dass je höher die intrinsische Motivation ist, umso mehr im Sinne der deliberate practice geübt wird. Dieses Ergebnis lässt sich dadurch erklären, dass die Form der intrinsischen Motivation gegenüber der von außen kommenden Motivation generell einen stärkeren Einfluss auf den Übenden hat. Somit kann sich das Üben gerade in zeitlichen Aspekten deutlich hingebungsvoller gestalten als bei einer extrinsisch einwirkenden Motivation, wie etwa durch die Eltern oder den Instrumentallehrer. Diese Deutung steht jener von Hallam gegenüber, die vermutet, dass ein Üben im beschriebenen Sinne eher von extrinsisch Motivierten ausgeübt wird, wenngleich auch intrinsisch Motivierte einen gleichen P- und K-Schüler im Vergleich 235 Leistungslevel erreichen könnten (vgl. Hallam 1998, S. 27). Kleinen bemerkt, dass das Üben bei Autodidakten eher so gewählt sei, dass der gewählte Schwierigkeitsgrad, anders als beim angeleiteten Lernen, vermutlich eher ein Erfolgs- denn ein Versagenserlebnis zeigen wird (Kleinen 2000, S. 126 f.). Diesen Ausführungen folgend könnte die Aussage getroffen werden, dass ein erfolgversprechendes Üben auch eine höhere intrinsische Motivation und höhere Übezeiten mit sich bringt. In einem nachträglich durchgeführten Vergleich der beiden Gruppen zeigen sich darüber hinaus keine signifikanten Unterschiede (p = .092) auf dem Fünf-Prozent-Niveau hinsichtlich dieses Aspektes. Kritische Anmerkungen zur Studie Dichotome Zuordnung der Musikpräferenz Wie bereits in Kapitel VI – Messinstrumente auf den Seiten 133 f. erläutert, erfolgte die Abfrage der musikalischen Zugehörigkeit ganz bewusst in Form eines dichotomen Items. Bei einer solchen dichotomen Abfrage einer generellen Musikpräferenz könnte allerdings der Aspekt der sozialen Erwünschtheit eine Rolle spielen. Gerade im Jugendalter sind der Druck der Peergroup auf der einen Seite und der Drang nach Abgrenzung zu den Eltern auf der anderen Seite stark. Demzufolge könnten die Teilnehmer der Befragung hinsichtlich der Frage nach ihrer musikalischen Zugehörigkeit im Sinne einer vermuteten sozialen Erwünschtheit antworten oder so, wie sie sich selbst gegenüber einer antizipierten Öffentlichkeit darstellen möchten (vgl. Lischewski 2015, S. 6). Unter anderem um diesem Phänomen entgegenzuwirken, wurde die Befragung anonymisiert und die Befragten auf die Anonymisierung ihrer Daten hingewiesen. Darüber hinaus wurden nachträglich einige Berechnungen durchgeführt, um zu überprüfen, ob andere abgefragte Items, die im Zusammenhang mit der Musikpräferenz stehen, einen Hinweis auf eine möglicherweise durch den Effekt der sozialen Erwünschtheit verzerrte Verteilung 236 Diskussion hinsichtlich der nominalen Musikpräferenz geben. Im Chi-Quadrat- Test zeigen sich hochsignifikante Zusammenhänge zwischen der dichotom erhobenen Musikpräferenz (klassische vs. populäre Musik) und den, aus den verschiedenen angegebenen musikalischen Präferenzen errechneten, Genrepräferenzen ( 2 = 22,25; df = 3; N = 192; p < .001) (vgl. Kap. VII – Datendeskription, S. 146 ff.). Gleiches gilt für die Überprüfung der dichotomen Präferenz und der Einordnung des eigenen Musikgeschmacks ( 2 = 72,51; df = 4; N = 192; p < .001), sowie für die Verbindung zwischen dichotomer Präferenz und dem gespielten Hauptinstrument ( 2 = 34,27; df = 21; N = 192; p < .001). Ein Abgleich der Angaben zur angegebenen Präferenzzuordnung mit einer ebenfalls nachträglich gebildeten Skala aus den Items ›Hauptinstrumentengruppe‹, ›letzter Konzertbesuch populär‹, ›letzter Konzertbesuch klassisch‹, ›nominale Musikpräferenz‹ und ›musizierte Musik‹ bestätigt die Sichtweise, dass es zu keiner Verzerrung bezüglich der Präferenzzuordnung gekommen ist. Diesen Ergebnissen zufolge kann davon ausgegangen werden, dass es bei dem dichotom erhobenen Item der musikalischen Zugehörigkeit keine Verzerrung durch den Aspekt der sozialen Erwünschtheit gab. Zwischen dem dichotomen Item der Präferenzzuordnung und der neu gebildeten Skala besteht in einer Korrelationsberechnung ein Zusammenhang von r = .55. In einem zusätzlich durchgeführten t-Test zeigt sich ebenso ein hochsignifikanter Unterschied zwischen den Gruppen (p .001; d = 1,317; vgl. Tab. 60 im Anhang). Abbruchquote Die Abbruchquote in den Fragebögen war, vermutlich bedingt durch den sehr umfangreichen Fragebogen, dessen Ausfüllzeit insgesamt etwa 45 Minuten betragen hat, sehr hoch. So konnte bereits in den ersten Sichtungen nur etwas mehr als die Hälfte der eingegangenen Fragebögen tatsächlich für die Auswertungen behalten werden. Kritische Anmerkungen zur Studie 237 Trotz des gesetzten Anreizes durch die Möglichkeit des Gutscheingewinns und die persönlichere Ansprache der Instrumentalschüler durch jene Lehrer, die vom Autor direkt kontaktiert und um Mithilfe gebeten wurden, war die Motivation, die gesamte Befragung bis zum Ende auszufüllen, offensichtlich bei sehr vielen Teilnehmern nicht vorhanden. Es ist zu vermuten, dass auch bei einem höheren finanziellen Anreiz keine wesentlich höhere Motivation vorhanden gewesen wäre. Der Hauptgrund für die hohe Rate der Abbrecher ist im Umfang der Gesamtbefragung zu sehen. Aus dieser Erkenntnis heraus empfiehlt es sich, in Folgestudien möglicherweise die einzelnen Fragebögen getrennt zu erheben und als einzelne Messinstrumente weiterzuentwickeln. Die so gewonnenen Daten könnten später in einer Metaanalyse wieder in ein Gesamtmodell überführt werden. Allerdings wurde der Umfang der vorliegenden Studie ganz bewusst gewählt, um einen größtmöglichen Gehalt an Informationen über das Üben der breiten Masse jugendlicher Instrumentalschüler zu erlangen, welcher so bislang nicht vorlag. Fehlende Werte Aufgrund der hohen Abbruchquote zeigte sich in der Folge auch eine große Anzahl fehlender Werte für einzelne Items in der Befragung, welche mit der Platzierung der jeweiligen Fragebögen in der Gesamtbefragung zusammenhing. Je später die entsprechenden Items in der Gesamtbefragung platziert waren, umso höher war der Anteil der fehlenden Werte. Wie bereits angedeutet, wurde die Stichprobe im ersten Zug bereits von 627 auf 320 Fälle reduziert. Es zeigten sich aber im Verlauf der explorativen Faktorenanalysen erhebliche Probleme aufgrund der Datenstruktur, so dass der Analyse der fehlenden Werte erhöhte Aufmerksamkeit gewidmet werden musste, da die Voraussetzungen für die Berechnungen zum Beispiel durch verzerrte Streumaße infolge der hohen Anzahl fehlender Werte verletzt waren. Aus diesem Grund wurde die Stichprobe erneut begutachtet und um 238 Diskussion weitere siebzig Fälle durch fallweisen Ausschluss reduziert. Dieses Vorgehen wird auch von Paul Allison als Standard empfohlen, da davon ausgegangen werden kann, dass gegenüber anderen Verfahren sowohl die Schätzer nicht verzerrt, als auch die Standardfehler nicht wesentlich größer werden (vgl. Allison 2002, S. 1 u. 6). Jene Fälle, die insgesamt mehr als dreißig Prozent fehlender Werte aufwiesen, wurden entfernt. Dies entspricht ungefähr zweieinhalb kompletten Einzelfragebögen, die nicht mehr bearbeitet wurden. Darüber hinaus ist zu bemerken, dass bei diesen ausgeschlossenen Fällen auch ein auffälliges Muster der Antworten zu erkennen war (starke Häufung der mittleren Antwortmöglichkeit bei fünfstufigen Likertskalen), welches darauf hindeutete, dass die Gesamtbefragung nicht ernsthaft bearbeitet wurde. Die Entwicklung der Skalen durch die explorative Faktorenanalyse wurde im Anschluss mit der bereinigten Datei von 250 Fällen durchgeführt. Bei der Modellierung der durch die Faktorenanalyse entwickelten Konstrukte im Gesamtmodell des Übens zeigten sich abermals Probleme, die auf das Fehlen von Werten zurückzuführen waren. Einzelne Konstrukte konnten zwar aus sachlogischer Sicht und aufgrund ihrer Ladungswerte in den Analysen als valide eingestuft werden, zeigten aber schlechte Reliabilitätswerte (Cronbachs .3), die trotz des explorativen Charakters der Studie nicht mehr tolerabel waren (vgl. Weiber/Mühlhaus 2010, S. 88). Diese Skalen erwiesen sich im Gesamtmodell sowohl hinsichtlich der standardisierten Schätzer als auch der Varianzen in Form von sogenannten Heywood Cases als nicht verwertbar und wurden aus dem Modell entfernt (vgl. ebd., S. 202). Mit den verbleibenden Variablen wurde erneut eine Analyse der fehlenden Werte durchgeführt. Diese zeigte in einigen Fällen einen Anteil fehlender Werte von annähernd sechzig Prozent für die gebildeten Konstrukte. Nach genauer Analyse der Berechnungsverfahren der eingesetzten Software (AMOS) bezüglich des Umgangs mit fehlenden Werten und der Inanspruchnahme einer Statistikberatung Kritische Anmerkungen zur Studie 239 durch Herrn Dr. Johannes Herrmann (ehemals offizielle Statistikberatung der Justus-Liebig-Universität Gießen), wurde die Entscheidung getroffen, nur Fälle in den weiteren Berechnungen zuzulassen, die höchstens vierzig Prozent fehlender Werte aufwiesen. Es verblieben 192 Fälle, die für die Schätzung des Gesamtmodells in AMOS verwendbar waren. Dies entspricht der Anzahl an Fällen, die in diversen Quellen als angemessen für die Durchführung einer entsprechenden Modellschätzung angesehen werden (Weiber/Mühlhaus 2010, S. 208). Allison nennt eine Grenze von fünfzig Prozent fehlender Werte in einer Stichprobe, bei welcher eine einfache Imputation fehlender Werte erfolgen könne. Allerdings bezieht sich Allison dabei auf wesentlich größere Stichproben (vgl. Allison 2002, S. 28). Auch aus diesem Grund wurde im vorliegenden Fall eine niedrigere Grenze gewählt. Die Ersetzung der fehlenden Werte wurde während der Modellschätzung direkt in AMOS durch die entsprechende Prozedur vorgenommen. AMOS verwendet hierzu die sogenannte FIML-Schätzung (Full Information Maximum Likelihood). Diese Schätzmethode hat einige Vorteile: So bleiben unter einer Vielzahl von widrigen Bedingungen die Schätzer der Regressionsgewichte und Standardfehler, insbesondere in großen Stichproben, nahezu unverzerrt (vgl. ebd., S. 13). Diese Methode kann sowohl nach Weiber und Mühlhaus als auch nach John Graham als die beste zur Ersetzung fehlender Werte im Rahmen der Berechnung eines Strukturgleichungsmodells angesehen werden, da die Werte direkt während der Parameterschätzung ersetzt werden und nicht vorab in einer gesonderten Prozedur, wie beispielsweise in SPSS, berechnet werden. Eine solche Vorgehensweise müsste durch die inhärenten Berechnungen kritisch gesehen werden (vgl. Weiber/Mühlhaus 2010, S. 176 f.; Graham 2012, S. 53). Das verwendete Vorgehen wird zusätzlich durch die multiple Itemmessung (jedes latente Konstrukt wurde mit mindestens zwei Items modelliert), die bereits in der Entwicklung der einzelnen Fragebögen 240 Diskussion berücksichtigt wurde, und die damit einhergehende Überidentifizierung des Modells abgesichert (vgl. Weiber/Mühlhaus 2010, S. 114). Der Einsatz der FIML-Schätzmethode wird darüber hinaus auch von weiteren Quellen empfohlen (vgl. Arbuckle 1996/2013, S. 270; Baltes- Götz 2013, S. 39). Allison bemerkt gleichfalls: »If the goal is to estimate a linear model that falls within the class of models estimated by LISREL and similar packages then ML is probably the preferred method. Currently there are at least four statistical packages that can accomplish this, the best known of which is Amos« (Allison 2002, S. 85). Stichprobengröße Wie bereits beschrieben wurde die Stichprobe aufgrund verschiedentlicher Erfordernisse auf letztlich nur noch 192 Probanden per fallweisem Ausschluss reduziert. Bezüglich der Überprüfung des Gesamtmodells anhand dieser Stichprobe kann die relativ geringe Anzahl an Fällen Anlass zur kritischen Diskussion geben. Aufgrund der im Folgenden kurz erläuterten Quellenlage wird ersichtlich, dass die Durchführung der Modellschätzung aber trotz der geringen Stichprobengröße als statistisch solide angesehen werden kann. Bernhard Baltes-Götz gibt eine minimale Stichprobengröße von N 100 und eine Anzahl von fünf Fällen für jeden zu schätzenden Parameter im Modell an (Baltes-Götz 2015, S. 27). Diese Angaben werden auch von Weiber und Mühlhaus für Modelle gestützt, die, wie das in dieser Arbeit beschriebene Modell, mit der Maximum-Likelihood-Methode geschätzt werden (Weiber/Mühlhaus 2010, S. 65). Für das finale Modell in dieser Arbeit müssten somit mindestens 140 Fälle vorhanden sein. Diese Voraussetzung ist mit den vorhandenen 192 Fällen erfüllt. Auch bei Kenneth Bollen finden sich Hinweise auf die minimale Stichprobengröße für Strukturgleichungsmodelle. Dabei wurden Modelle mit nur fünfzig Fällen geschätzt (Bollen 1989, S. 271). Ein Vergleich der Modelfitwerte eines Modells mit 75, 150 Kritische Anmerkungen zur Studie 241 und 300 Fällen zeigt einen relativ geringen Einfluss der Stichprobengröße auf die Ergebnisse (vgl. ebd., S. 280). Generell empfiehlt Bollen eine Stichprobengröße von nicht weniger als 150 Fällen (vgl. ebd., S. 284). Zudem weist er auch auf Probleme mit den Signifikanztests innerhalb der Modellschätzung hin, wenn die Fallzahl mehr als vierhundert Fälle beträgt (vgl. ebd., S. 338). Verwendung der gleichen Stichprobe für explorative und konfirmatorische Analysen In der vorliegenden Arbeit wurde aufgrund der relativ kleinen Stichprobengröße bewusst darauf verzichtet, die Stichprobe für die explorative Faktorenanalyse und die nachfolgende konfirmatorische Faktorenanalyse innerhalb der Modelschätzung in zwei Subsamples zu unterteilen. Mit einer geteilten Stichprobe von dann nur noch 96 Fällen wäre eine sinnhafte Modellschätzung nicht durchführbar gewesen. Aufgrund des explorativen Charakters der Gesamtstudie, welche sich aber in der Entwicklung des Erhebungsinstrumentes auf bereits vorhandene Erkenntnisse der Expertiseforschung stützt und somit auf begründeter Basis von einer möglichen vorhandenen Faktorenstruktur ausgeht, kann dieses Vorgehen als akzeptabel eingestuft werden. Es muss allerdings darauf hingewiesen werden, dass die Ergebnisse der Modellprüfung vor diesem Hintergrund eingeordnet werden müssen und es weiterer Überprüfungen anhand neuer Stichproben bedarf, um die berichteten Ergebnisse weiter validieren zu können. Über diese Überlegungen hinaus wurde das Vorgehen in der vorliegenden Studie auch anhand der nachfolgend geschilderten Quellenlage reflektiert. Jan-Wilhelm van Prooijen und Wilhelm van der Kloot verweisen darauf, dass auch bei einer Überprüfung einer explorativen Faktorenstruktur in einem neuen Datenset nicht zwangsläufig von einem besseren Modelfit ausgegangen werden kann (Van Prooijen/van der Kloot 2001, S. 790). Dieser Ansicht sind ebenfalls Pere Ferrando und 242 Diskussion Urbano Lorenzo Seva, die darauf verweisen, dass der Modelfit nicht zwangsläufig von einer Überprüfung der explorativen Faktorenstruktur anhand einer neuen Stichprobe abhänge (vgl. Ferrando/Lorenzo Seva 2000, S. 301). In einer Überprüfung verschiedener Studien fanden Isabel Izquierdo, Julio Olea und Francisco Abad heraus, dass in 73,3 Prozent der Fälle explorative und konfirmatorische Faktorenanalysen anhand der gleichen Stichprobe durchgeführt wurden (vgl. Izquierdo/Olea/Abad 2014, S. 397). Die Autoren verweisen außerdem darauf, dass auch bei explorativen Analysen nicht davon ausgegangen werden kann, dass keine Grundannahmen über eine vermutete Faktorenstruktur bestehen und somit der Begriff ›explorativ‹ oft nicht zutreffend sei. Sie bezeichnen des Weiteren die konfirmatorische Überprüfung der gefundenen Faktorenstruktur innerhalb des gleichen Datensets als ›raffiniert‹, da die Chancen für einen guten Modelfit dabei generell ansteigen würden (vgl. ebd.). Auch in einer Untersuchung von James Ko, Pam Sammons, Alison Kingston, Elaine Regan und Christopher Day wird auf die Verwendung der gleichen Stichprobe für die explorative und konfirmatorische Analyse aufgrund einer kleinen Stichprobe verwiesen (vgl. Ko/Sammons/Kingston und andere 2008, S. 9). Befragungszeitraum Der lange Befragungszeitraum von etwa einem Jahr wurde aufgrund verschiedener Probleme notwendig. So war der Rücklauf nach der ersten Rundmail des Verbands deutscher Musikschulen (VdM) an seine Mitgliedsschulen innerhalb von zwei Monaten mit nur achtzig Teilnehmern sehr gering und musste durch weitere Maßnahmen gesteigert werden, um die angestrebten statistischen Auswertungen durchführen zu können. Die vom Bundesverband Deutscher Privatmusikschulen (BDPM; 2016 umbenannt in Bundesverband der Freien Musikschulen [bdfm]) zugesagte Unterstützung gestaltete sich sehr schwierig. So konnte nach Kritische Anmerkungen zur Studie 243 der zugesagten Versendung der Rundmail kein Anstieg der Studienteilnehmer festgestellt werden. Auf Nachfrage stellte sich heraus, dass die Rundmail nicht versendet worden war. Es wurde erneut zugesichert, dass der Hinweis zur Studie mit der nächsten offiziellen Rundmail verschickt werden würde. Ein genauer Zeitpunkt wurde nicht mitgeteilt, so dass nicht mit Sicherheit davon ausgegangen werden kann, dass ein solcher Hinweis durch den BDPM letztlich überhaupt erfolgte. Die im Abschnitt Durchführung der Datenerhebung (Kap. VI, S. 136 ff.) geschilderten resultierenden Maßnahmen der persönlichen Ansprache und weiteren Akquise von Teilnehmern waren sehr zeitaufwendig und nahmen circa sechs weitere Monate in Anspruch, um eine adäquate Quote an Teilnehmern zu erreichen. Hier sollte bei erneuten Befragungen ein Weg gewählt werden, der direkt die Schüler anspricht, um die vielfältigen Störfaktoren durch den Umweg über Schulleitungen und Lehrerkollegien zu minimieren. Allerdings kann bei einer solchen Vorgehensweise von vorneherein nur ein wesentlich kleinerer und örtlich eingeschränkter Kreis an Teilnehmern erreicht werden.

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Zusammenfassung

Wie soll man mit Instrumentalschülern umgehen, die klar an populärer Musik orientiert sind und mit klassischer Musik und deren Methodenrepertoire im Unterricht nicht zufriedenzustellen sind? Wie üben normalbegabte jugendliche Instrumentalschüler heutzutage eigentlich, und sind die immer häufiger genutzten online verfügbaren Lernquellen dabei eher Segen oder Fluch? Um diesen Fragen auf einer verlässlichen, repräsentativen Grundlage nachzugehen, befragte Georg Wissner über 600 Musikschüler zu insgesamt 8 Einflussfaktoren auf das Üben zu Hause, von Übeverhalten und -motivation bis zur elterlichen Förderung. Die dabei auftretenden Diskrepanzen zwischen dem alltäglichen, zumeist klassisch geprägten Musikunterricht und der Lebenswirklichkeit der Schüler veranlassen den Autor dazu, althergebrachte Konventionen kritisch zu hinterfragen und modernen, multimedial geprägten Übemethoden gegenüberzustellen.