Studienabbruch im Masterstudium. Erklären akademische und soziale Integration die unterschiedlichen Studienabbruchintentionen zwischen Master- und Bachelorstudierenden?

Zusammenfassung

Zu Studienabbrüchen im Masterstudium liegen bislang nur wenige empirische Studien vor. Im vorliegenden Beitrag untersuchen wir, inwiefern sich die vergleichsweise geringen Studienabbruchintentionen im Masterstudium auf Unterschiede in der akademischen und sozialen Integration zwischen Master- und Bachelorstudierenden zurückführen lassen. Mit Daten des Deutschen Studierendensurveys zeigen wir, dass Masterstudierende gegenüber Bachelorstudierenden in drei von vier Dimensionen stärker in das Hochschulsystem integriert sind. Darüber hinaus sind alle Integrationsdimensionen negativ mit den Studienabbruchintentionen assoziiert. Die geringeren Abbruchintentionen der Masterstudierenden lassen sich nahezu vollständig auf deren bessere Noten und akademische Integration zurückführen. Zudem zeigt sich in der Tendenz, dass Kontakte zu Fakultätsmitgliedern und Dozierenden für die Studienabbruchintentionen der Masterstudierenden weniger relevant zu sein scheinen als im Bachelorstudium. Aus hochschulpolitischer Perspektive implizieren die Befunde, dass Interventionsmaßnahmen in beiden Studienphasen vor allem auf eine bessere akademische Integration zielen sollten, um Studienabbruchintentionen zu reduzieren.

Volker Stocké hat die Fertigstellung dieses Manuskripts leider nicht mehr erlebt, jedoch das Vorhaben initiiert und vor allem in der Anfangsphase stark geprägt. Wir danken ihm herzlich für wertvolle und fruchtbare Diskussionen und widmen ihm den vorliegenden Beitrag. Daniel Klein und Ulrike Schwabe tragen gleichermaßen zu dieser Arbeit bei und teilen sich die gemeinsame Erstautorenschaft. Wir danken den beiden Herausgebern und einem anonymen Gutachter für konstruktive Kommentare zur Verbesserung einer früheren Version des Beitrags. Alle verbleibenden Mängel gehen zu unseren Lasten.

Anhang

1.1 A Empirische Überprüfung der Messinvarianz

Aus methodischer Sicht stellen die zentralen Determinanten, akademische und soziale Integration, latente Dimensionen dar, die nicht direkt beobachtet werden können. In empirischen Studien werden deshalb einzelne Items mittels dimensionsanalytischer Verfahren zu Gesamtskalen zusammengefasst (vgl. Pascarella und Terenzini 1979, 1980; Mannan 2001; Dahm und Lauterbach 2016). Ein aussagekräftiger Vergleich der akademischen und sozialen Integration zwischen unterschiedlichen Studienphasen setzt dabei voraus, dass sich die Messung der latenten Dimensionen zwischen den Master- und Bachelorstudierenden nicht unterscheidet. Obwohl in einigen Studien Gruppenvergleiche bezüglich der Integrationsdimensionen vorgenommen werden, wird die Messäquivalenz der verwendeten Instrumente in keinem uns bekannten Fall überprüft. Die Forderung, diese Messinvarianz empirisch sicherzustellen, hat sich jüngst insbesondere in der international-vergleichenden Forschung durchgesetzt (vgl. Davidov et al. 2014). Im Bereich der empirischen Bildungsforschung wird dieser Problematik dagegen bisher wenig Aufmerksamkeit geschenkt.

Grundlegend lassen sich drei Stufen der Messinvarianz unterscheiden, die im Folgenden knapp erläutert und dann überprüft werden (vgl. Davidov et al. 2014).

Konfigurale Messinvarianz liegt dann vor, wenn die Faktorstrukturen in beiden Studierendengruppen gleich sind. Dies ist der Fall, wenn das Messmodell in beiden Gruppen gleichermaßen gut angepasst werden kann. Die Anpassungsmaße der getrennten Modelle (hier nicht berichtet), unterscheiden sich in unserem Fall nur unwesentlich von denen des Gesamtmodells (beide Gruppen simultan betrachtet). Die entsprechenden Fit-Indizes dieses Modells, in dem sowohl die Faktorladungen als auch die Konstanten zwischen den Studierendengruppen frei variieren, sind in der ersten Zeile in Tab. 5 dargestellt. Die Ergebnisse bestätigen die konfigurale Messinvarianz für die verwendeten Daten. Es kann demnach davon ausgegangen werden, dass die theoretischen Faktoren in beiden Gruppen sinntragend interpretiert werden können.

Tab. 5 Überprüfung der Messinvarianz zwischen Master- und Bachelorstudierenden. Ergebnisse der Mehr-Gruppen konfirmatorischen Faktorenanalysen

Tab. 1 Deskriptive Statistiken getrennt nach Studienphase. Beobachtungen (N), Mittelwert (M), Standardabweichung (SD) und Mittelwertdifferenz zwischen Master- und Bachelorstudierenden (Diff.)

Tab. 2 Dimensionen der akademischen und sozialen Integration. Ergebnisse der konfirmatorischen Faktorenanalyse

Tab. 3 Vergleich der Mittelwerte zwischen Master- und Bachelorstudierenden

Tab. 4 Zusammenhang der akademischen und sozialen Integration mit den Studienabbruchintentionen. Ergebnisse binär logistischer Regressionsmodelle

Metrische Messinvarianz liegt dann vor, wenn alle Faktorladungen in beiden Studierendengruppen gleich sind. Lassen sich zwischen den Gruppen wenigstens zwei gleiche Ladungen je latentem Faktor nachweisen, wird von partieller metrischer Invarianz gesprochen. Diese schwächere Form ist ausreichend, um die Stärke der Zusammenhänge der akademischen und sozialen Integration mit den Studienabbruchintentionen im Gruppenvergleich interpretieren zu können. Um (partielle) metrische Invarianz zu testen, werden die Faktorladungen in beiden Gruppen gleichgesetzt. Das resultierende Modell wird dann mit dem Modell der konfiguralen Invarianz verglichen. Nach Chen (2007) soll die Veränderung des CFI nicht größer als 0,01, die des RMSEA nicht größer als 0,015 und die des SRMR nicht größer als 0,03 sein. Im vorliegenden Fall können wir nach diesen Maßgaben die partielle metrische Invarianz unseres Messmodells bestätigen (vgl. Tab. 5). Zusätzlich fällt auch der Likelihood-Ratio-Test zwischen den beiden Modellen nicht signifikant aus (χ²(11) = 13,00; p = 0,29).

Zuletzt liegt (partielle) skalare Messinvarianz vor, wenn zusätzlich zu den Faktorladungen auch die Konstanten zwischen den beiden Studierendengruppen gleich sind. Ist diese Stufe der Invarianz erreicht, lassen sich die Mittelwerte im direkten Gruppenvergleich interpretieren. Nach den von Chen (2007) vorgeschlagenen Grenzwerten können wir für unser Modell partielle skalare Invarianz annehmen (vgl. Tab. 5), nachdem wir je eine Konstante pro Faktor frei zwischen den Gruppen schätzen. Einschränkend soll erwähnt sein, dass der Likelihood-Ratio-Test hier signifikant ausfällt (χ²(4) = 138,90; p < 0,001).

Insgesamt sehen wir die Voraussetzung für den direkten Gruppenvergleich zwischen Master- und Bachelorstudierenden als gegeben an. Uns ist keine andere Studie bekannt, in der diese messtheoretische Voraussetzung für einen Gruppenvergleich bezüglich der Integrationsdimensionen thematisiert wird.

1.2 B Interaktionseffekte

In Tab. 6 sind die Interaktionseffekte zwischen der Master-Indikatorvariable und der Durchschnittsnote sowie den vier Integrationsdimensionen dargestellt.

Tab. 6 Unterschiede des Zusammenhangs akademischer und sozialer Integration mit den Studienabbruchintentionen nach Studienphase. Ergebnisse binär logistischer Regressionsmodelle