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Abstract / Zusammenfassung
Part-time employment and mental health among upper secondary school teachers
Objective: Due to the acute shortage of teachers, there is a debate in Germany about increasing the teaching obligations for part-time teachers (PTT). Many secondary school teachers work part-time in order to cope better with the high workload. Whether a reduction in teaching hours has a favourable effect on mental health is not yet known. Therefore, this study of PTTs investigates the association between real weekly working time and their mental health (inability to recover, burnout risk).
Methods: The cross-sectional study included 5905 PTTs at German secondary schools (women: 81 %, average age: 44 ± 9 years), who recorded their working time daily over four weeks. Four part-time groups (PTG) were formed based on the percentage of teaching obligations of a full-time position: maximum (<100–90 %=PTGmax – reference group), high (<90–75 %=PTGhigh), medium (<75–50 %=PTGmed) and low (<50 %=PTGmin). These groups were compared in terms of their average weekly working time and their average time spent on teacher-specific activities (teaching, teaching-related and non-teaching activities) as well as their mental health.
Results: The majority of PTTs exceed their contractually agreed working time. Unpaid overtime increases the lower the teaching obligation and averages between –0.4 (PTGmax) and 7.3 (PTGmin) hours/week. The reduction in teaching time has no association with mental health. One third of PTTs reported an inability to recover, 47 % reported burnout symptoms and 3 % reported burnout syndrome.
Conclusion: The actual working time/week of PTTs at secondary schools varies greatly and sometimes includes considerable overtime. There is also a risk of mental health disorders for PTTs and therefore a need for preventative measures. Instead of a legal obligation, PTTs should rather be encouraged to voluntarily increase the number of their teaching hours in order to counteract the general shortage of teachers.
Keywords: part-time teachers – unpaid overtime – mental health – ability to recover – burnout risk
doi:10.17147/asu-1-384622
ASU Arbeitsmed Sozialmed Umweltmed 2024; 59: 584 – 594
Teilzeitbeschäftigung und psychische Gesundheit bei Gymnasiallehrkräften
Zielsetzung: Aufgrund des akuten Lehrkräftemangels wird in Deutschland die Erhöhung der Unterrichtsverpflichtung (Unterrichtsdeputat) für Teilzeit-Lehrkräfte (TZL) diskutiert. Viele Gymnasiallehrkräfte arbeiten in Teilzeit, um die hohen Arbeitsbelastungen besser zu bewältigen. Ob sich eine Verringerung der Unterrichtsstunden günstig auf die psychische Gesundheit auswirkt, ist bisher nicht bekannt. Daher untersucht diese Studie bei TZL den Zusammenhang zwischen der realen Wochenarbeitszeit und ihrer psychischen Gesundheit (Erholungsunfähigkeit, Burnout-Risiko).
Methoden: In die Querschnittsstudie wurden 5905 TZL an deutschen Gymnasien (Frauenanteil: 81 %, Durchschnittsalter: 44 ± 9 Jahre) einbezogen, die ihre Arbeitszeiten täglich über vier Wochen protokollierten. Anhand der anteiligen Unterrichtsverpflichtung einer Vollzeitstelle wurden vier Teilzeitgruppen (TZG) gebildet: maximal (<100–90 % = TZGmax – Referenzgruppe), hoch (<90–75 % = TZGhoch), mittel (<75–50 % = TZGmed) und gering (<50 % = TZGmin). Diese Gruppen wurden hinsichtlich ihrer durchschnittlichen Wochenarbeitszeit und ihres durchschnittlichen Zeitaufwands für lehrerspezifische Tätigkeiten (Unterricht, unterrichtsbezogene und unterrichtsferne Tätigkeiten) sowie ihrer psychischen Gesundheit verglichen.
Ergebnisse: Mehrheitlich überschreiten TZL ihre vertraglich vereinbarte Arbeitszeit. Unbezahlte Überstunden nehmen mit abnehmender Unterrichtsverpflichtung zu und liegen im Durchschnitt zwischen –0,4 (TZGmax) und 7,3 (TZGmin) Stunden/Woche. Die Reduzierung der Unterrichtsstunden steht in keinem Zusammenhang zur psychischen Gesundheit. Ein Drittel der TZL berichtet über Erholungsunfähigkeit, 47 % über Burnout-Symptome und 3 % über ein Burnout-Syndrom.
Schlussfolgerung: Die reale Arbeitszeit/Woche von TZL an Gymnasien variiert stark und beinhaltet teilweise erhebliche Überstunden. Auch für TZL besteht ein Risiko für psychische Gesundheitsstörungen und damit Handlungsbedarf für Präventionsmaßnahmen. Anstelle einer gesetzlichen Verpflichtung sollten TZL eher ermutigt werden, die Zahl ihrer Unterrichtsstunden freiwillig zu erhöhen, um dem allgemeinen Lehrkräftemangel entgegenzuwirken.
Stichworte: Teilzeitlehrkräfte – unbezahlte Überstunden – psychische Gesundheit – Erholungsfähigkeit – Burnout-Risiko
Einleitung
In vielen OECD-Ländern wird der hohe Anteil an Teilzeitlehrkräften als eine Ursache für den bestehenden Lehrkräftemangel diskutiert. Die von deutschen Bildungspolitikern erhobene Forderung nach einer Anhebung der Unterrichtsverpflichtung von Teilzeitlehrkräften muss jedoch kritisch hinterfragt werden.
Die Arbeit von Lehrkräften ist durch ein umfangreiches, vielseitiges und verantwortungsvolles Tätigkeitsspektrum mit einem großen Anteil an psychosozialer Interaktionsarbeit gekennzeichnet (Hlaďo et al. 2020). Charakteristisch für diese Tätigkeit ist außerdem ein hohes Maß an Autonomie bei der Arbeitsorganisation. Viele Lehrkräfte klagen über eine zu hohe Arbeitsbelastung und lange Arbeitszeiten (Mußmann et al. 2019; Kreuzfeld et al. 2022). Im Vergleich zu anderen Berufsgruppen ist die exakte Ermittlung der Arbeitszeit bei Lehrkräften jedoch schwierig: In Deutschland basiert die Arbeitszeitfestlegung nach wie vor auf dem Pflichtstundenmodell mit 45-Minuten-Einheiten, das heißt, die Arbeitszeit der Lehrkräfte ist lediglich durch die wöchentlich zu erteilenden Pflichtunterrichtsstunden (auch Regelstunden oder Unterrichtsdeputat) geregelt. Die Anzahl der Pflichtunterrichtsstunden ist in den einzelnen Bundesländern unterschiedlich und schwankt zudem fächerabhängig zwischen 23 und 28 Stunden/Woche (KMK 2023).
Deutlich weniger als die Hälfte der Gesamtarbeitszeit entfällt auf das Unterrichten, die Kernaufgabe der Lehrkräfte (Kreuzfeld et al. 2022). Der andere, wesentlich höhere Arbeitszeitanteil (60–70 %) umfasst die außerunterrichtlichen Tätigkeiten, die teils in der Schule (u. a. Konferenzen, Weiterbildungen), überwiegend jedoch zu Hause am Schreibtisch (u. a. Vor- und Nachbereitung des Unterrichts, Korrigieren und Benoten von Schülerarbeiten, Projektorganisation) geleistet werden muss; insbesondere dieser Arbeitszeitanteil ist eigenverantwortlich zu organisieren, wobei qualitative Vorgaben zur Aufgabenerfüllung weitgehend fehlen. Diese Defizite an beruflicher Orientierung und Feedback führen bei einem Teil der Lehrkräfte zum Konflikt zwischen eigenem Anspruch an die Qualität der beruflichen Tätigkeit und Selbstschutz vor überlangen Arbeitszeiten. Um bei Veränderungen des Pflichtstundenumfangs die Auswirkungen auf die Gesamtarbeitszeit von Lehrkräften überprüfen zu können, wurde unter Berücksichtigung der Schulferien eine wöchentliche SOLL-Arbeitszeit (Vollzeitlehrkräfteäquivalent) von 46,4 Stunden ermittelt (Mußmann et al. 2019), die seitdem auch als Referenz für Lehrkräfte mit reduziertem Unterrichtsumfang (Teilzeitlehrkräfte) angewendet wird.
International unterscheidet sich der Anteil an Teilzeitlehrkräften erheblich. Während zum Beispiel in der Schweiz an höheren Schulen drei Viertel der Lehrkräfte in Teilzeit arbeiten, sind es auf Zypern nur 2 % der Lehrkräfte (Eurostat Data Browser 2024). In Deutschland arbeiten 40 % aller Gymnasiallehrkräfte in Teilzeit; davon sind 80 % Frauen (Destatis 2023). Bei Lehrkräften variiert Teilzeitarbeit zwischen weniger als 50 % und fast 100 % der Pflichtunterrichtsstunden einer Vollzeitstelle. Teilzeitlehrkräfte sind daher eine sehr heterogene Gruppe.
Die Gründe für eine Reduzierung der Arbeitszeit sind unterschiedlich. Neben gesundheitlichen und familiären Gründen wird vor allem die hohe Arbeitsbelastung als Entscheidungsaspekt für Teilzeitarbeit angegeben (Deutsches Schulportal 2023). So erhoffen sich einige Lehrkräfte von der Stundenreduktion weniger Zeitdruck für die Erledigung aller Arbeitsaufgaben. Andere arbeiten in Teilzeit, um ihre Vorstellungen von guter Lehrerarbeit umzusetzen. Sie verwenden die freiwerdende Zeit zur Vor- und Nachbereitung von Unterrichtsstunden, Projekten oder Recherchen (Brägger 2019). Diese Lehrkräfte „erkaufen sich“ ihre Unterrichtsqualität durch unbezahlte Mehrarbeit (Cau-Bareille et al. 2019; Mußmann et al. 2019). Deshalb kann Teilzeittätigkeit zu hohen Wochenarbeitszeiten führen. In repräsentativen Studien aus Deutschland und Österreich wird bestätigt, dass Teilzeitlehrkräfte ihre Soll-Arbeitszeit stärker überschreiten als Vollzeitlehrkräfte (Brägger 2019; Mußmann et al. 2019). Zusätzlich fiel auf, dass sich unbezahlte Überstunden mit abnehmender Unterrichtsverpflichtung erhöhten.
Vor allem für Frauen gilt Teilzeitarbeit als ein wichtiges Instrument für die Vereinbarkeit von Beruf und Familie. Zudem kann freiwillige Teilzeitarbeit auch mit Freizeitorientierung oder Selbstverwirklichung assoziiert sein. Unabhängig von den Gründen ist Teilzeit mit Lohnverzicht sowie verminderten Rentenansprüchen und Aufstiegschancen verbunden.
Die erfolgreiche Bewältigung der lehrerbezogenen Arbeitsaufgaben setzt ein professionelles Zeitmanagement voraus. Fehlt diese Kompetenz, können eigene Qualitätsansprüche an die Arbeit sowie Erwartungen von Schülern, Eltern und Gesellschaft einer adäquaten Erholung entgegenstehen (Krause et al. 2015). Erholungsprozesse scheinen jedoch ein wichtiger Vermittler zwischen arbeitsbedingten Stressoren und deren gesundheitlichen Auswirkungen zu sein (Gluschkoff et al. 2016; Varol et al. 2021). Lange Arbeitszeiten verringern nicht nur die Zeit für Erholung, sondern erschweren auch eine ausreichende Distanzierung von den Arbeitsinhalten (Sonnentag u. Fritz 2015) mit der Folge einer über die Arbeitszeit hinaus anhaltenden physiologischen Aktivierung. Zusammen mit stressbedingten kognitiven Prozessen (z. B. Grübeln) behindert dies Erholung (Vahle Hinz 2014). Unzureichende Erholung kann zu Gesundheitsbeeinträchtigungen führen (Geurts u. Sonntag 2006) und gilt als Frühindikator für eingeschränkte psychische Gesundheit (Richter et al. 2015; Schulz et al. 2020; Seibt u. Kreuzfeld 2021). Lehrkräfte können im Vergleich zu anderen Berufsgruppen seltener von der Arbeit abschalten und sind nach Führungskräften am zweithäufigsten von Erholungsdefiziten betroffen (23 % bzw. 28 %) (Schulz et al. 2020).
Hohe Arbeitsanforderungen können ebenfalls das Abschalten von der Arbeit behindern (Wendsche u. Lohmann-Haislah 2017). Betroffene Personen nehmen seltener aktive Erholungsmöglichkeiten (z. B. sportliche Aktivitäten) wahr (Stults-Kolehmainen u. Sinha 2014) und schlafen schlechter (Litwiller et al. 2017). Das kann langfristig zu einem Verbrauch der eigenen Leistungsreserven und zu Erschöpfung führen (Sonnentag 2018).
Berufliches Burnout wird als körperliche und emotionale Erschöpfung aufgrund anhaltender arbeitsbezogener Probleme interpretiert (Guseva Canu et al. 2021). Nach Maslach und Leiter (2016) setzt sich Burnout aus den Dimensionen emotionale Erschöpfung, Zynismus beziehungsweise berufliche Distanzierung und reduzierte berufliche Leistungsfähigkeit zusammen. Eine Vielzahl von Studien hat sich mit dem Burnout-Risiko bei Lehrkräften befasst (u. a. Alsalhe et al. 2021; García-Carmona et al. 2019; Scheuch et al. 2015). Dabei wurden divergierende Burnout-Punktprävalenzen zwischen Null und 71 % berichtet (García-Carmona et al. 2019), die durch unterschiedliche Stichprobenzusammensetzungen, Konzepte sowie Erfassungsmethoden, die oftmals nicht die klassischen Testgütekriterien erfüllen (Scheuch et al. 2015), begründet sein können. Zudem werden in Untersuchungen teilweise einzelne Burnout-Symptome als Burnout-Syndrom klassifiziert (García-Carmona et al. 2019; Scheuch et al. 2015). Zusammenfassend enthält die Anforderungsbewältigung im Lehrerberuf potenzielle Stressoren, die das Risiko für stressbedingte psychische und psychosomatische Erkrankungen, einschließlich Burnout, erhöhen (García-Carmona et al. 2019).
Obwohl sich viele Studien mit den ungünstigen Auswirkungen langer Arbeitszeiten und hoher Arbeitsanforderungen auf die Gesundheit beschäftigt haben, gibt es wenig Erkenntnisse über Effekte verkürzter Arbeitszeiten. Voglino et al. (2022) berichten in einem systematischen Review über einen Zusammenhang zwischen reduzierter Arbeitszeit und Lebensqualität, Schlaf und Stress. In den dort ausgewählten Interventionsstudien wird allerdings die Arbeitszeitreduktion bei vollem Lohnausgleich betrachtet, Auswirkungen auf andere Gesundheitsindikatoren bleiben unklar. Bei Lehrkräften ist der Zusammenhang zwischen Unterrichtsumfang und psychischer Gesundheit bisher kaum untersucht. Außerdem wurde in vorangegangenen Studien der unterschiedliche Umfang an Pflichtunterrichtsstunden bei Teilzeitlehrkräften nicht differenziert berücksichtigt.
Daher wurden in unserer Studie teilzeitbeschäftigte Gymnasiallehrkräfte in Gruppen mit unterschiedlicher Unterrichtsverpflichtung eingeteilt und hinsichtlich ihrer realen Arbeitszeit (IST-Arbeitszeit/Woche) und psychischen Gesundheit (Erholungsfähigkeit, Burnout-Risiko) miteinander verglichen sowie der Zusammenhang zwischen realer Arbeitszeit und psychischer Gesundheit untersucht. Hypothetisch wurde angenommen, dass mit abnehmender Unterrichtsverpflichtung die reale Arbeitszeit zwar sinkt (Ia), unbezahlte Überstunden jedoch zunehmen (Ib) und die psychische Gesundheit besser eingeschätzt wird (II).
Methodik
Durchführung und Rekrutierung
Die Erhebung der Daten zum vorliegenden Beitrag erfolgte im Rahmen der deutschlandweiten Studie „Lehrerarbeit im Wandel“ (LaiW-Studie) bei Gymnasiallehrkräften zwischen Januar und April 2018 (Querschnittsdesign). Die Studie wurde vom Deutschen Philologenverband (DPhV) gefördert und vom Institut für Präventivmedizin der Universitätsmedizin Rostock durchgeführt. Sie diente zur Ermittlung der realen Arbeitszeit, Arbeitsbelastung und Gesundheit von Gymnasiallehrkräften aus allen 16 Bundesländern und erfüllt die Anforderungen an Repräsentativität für die Merkmale Geschlecht und Alter der teilzeitbeschäftigten Lehrkräfte. Eine umfassende Darstellung des Studiendesigns, der Stichprobenziehung sowie der Durchführung der Studie findet sich bei Kreuzfeld et al. (2022).
Im Vorfeld der Studie wurde über Plakate und Flyer an Gymnasien für die freiwillige Teilnahme an der Studie geworben. Vor Untersuchungsbeginn erhielten alle Lehrkräfte ein Informationsschreiben mit Hinweisen zu Datenschutz, Durchführung und Datenauswertung
sowie den Teilnahme- und Zugangsbedingungen der Studie. Die Anonymität der Daten wurde über Transaktionsnummern und einen achtstelligen persönlichen Code gewährleistet. Die Datenerfassung erfolgte über ein Online-Portal der Universität Rostock.
Erfassungsmethoden
Die Studie bestand aus einem Online-Fragebogen (OF) und einem Online-Protokoll (OP). In die Datenanalyse gingen nur Teilnehmende ein, für die sowohl ein OF als auch ein OP vorlag. Anhand des persönlichen Codes wurden die Daten aus dem OF und OP zusammengeführt.
Online-Fragebogen
Der OF setzte sich unter anderem aus standardisierten Fragebögen zur psychischen Gesundheit in Form der Erholungsunfähigkeit und des Burnout-Risikos sowie selbst entwickelten Fragen zusammen; er war einmalig auszufüllen. Die Fragen beinhalteten neben soziodemografischen (z. B. Geschlecht, Alter, Familienstand) auch berufsspezifische Angaben (z. B. Unterrichtsverpflichtung, Anrechnungsstunden für Sonderaufgaben, unterrichtete Fächer, Klassengröße).
Erholungsunfähigkeit (EU). EU erfasst ein gewohnheitsmäßiges Handlungsmuster, das mit ineffektiven Erholungsphasen in der Freizeit einhergeht und Regenerationsprozesse behindert (Richter et al. 2015). Erhoben wird EU als Subskala des Fragebogens zur Analyse belastungsrelevanter Anforderungsbewältigung (FABA: Richter et al. 2015). Diese Subskala besteht aus sechs Items (z. B.: „Es fällt mir schwer, nach der Arbeit abzuschalten.“), die anhand einer vierstufigen Rangskala zu beantworten sind. Über diese Items wird der Summenwert (EU-Score) gebildet (Range: 6–24 Punkte) und dem normalen (6–18 Punkte), auffälligen (19–21 Punkte) und sehr auffälligen (22–24 Punkte) Erholungsbereich zugeordnet. Ein hoher EU-Score entspricht schlechter, ein niedriger EU-Score guter Erholungsfähigkeit. Cronbachs Alpha beträgt für die Subskala EU sowohl in der Referenzstichprobe von Richter et al. (2015) als auch in der vorliegenden Studie 0,79, was als akzeptabel gilt (Blanz 2015).
Burnout-Risiko (B-R): Zur Einschätzung des B-R wurde die deutsche Übersetzung des Maslach Burnout Inventory – General Survey (MBI-GS) (Schaufeli et al. 1996) mit den Subskalen emotionale Erschöpfung (5 Items), Zynismus (5 Items) und reduzierte Leistungsfähigkeit (6 Items) verwendet. Jedes Item ist auf einer siebenstufigen Likert-Skala zu beurteilen.
Das B-R wurde nach der Formel von Kalimo et al. (2003) errechnet und interpretiert: (0,4 * emotionale Erschöpfung) + (0,3 * Zynismus) + (0,3 * reduzierte Leistungsfähigkeit). Ein Burnout-Syndrom ist zu vermuten, wenn emotionale Erschöpfung und Zynismus hoch sind, Leistungsfähigkeit aber gering ist. Bei einem B-R-Punktwert unter 1,49 bestehen keine, von 1,50 bis 3,49 Punkten einige Burnout-Symptome, ab dem B-R-Punktwert 3,50 wird ein Burnout-Syndrom angenommen. Schaufeli et al. (1996) berichten für den MBI-GS Cronbachs Alpha von 0,87 für emotionale Erschöpfung, 0,64 für Zynismus und 0,80 für Leistungsfähigkeit und damit gute bis zufriedenstellende interne Konsistenz (Blanz 2015). Für die drei Burnout-Subskalen unserer Studie liegt Cronbachs Alpha zwischen 0,79 und 0,84 und damit im akzeptablen beziehungsweise guten Bereich (Blanz 2015).
Online-Protokoll
Das OP diente zur Ermittlung der durchschnittlichen IST-Arbeitszeit/Woche (entspricht gemessener Gesamtarbeitszeit/Woche) der Lehrkräfte. Dazu musste die Arbeitszeit über vier Wochen (28 Tage) täglich anhand von zwölf praktikablen, lehrerspezifischen Tätigkeitskategorien dokumentiert werden (Kreuzfeld et al. 2022). Diese wurden nachfolgend drei übergeordneten Tätigkeitsbereichen zugeordnet:
Zur Berechnung der wöchentlichen Arbeitszeit wurde zunächst für jede Tätigkeitskategorie der Durchschnittswert über vier Wochen ermittelt. Anschließend wurden diese Durchschnittswerte den drei übergeordneten Tätigkeitsbereichen zugeordnet und zuletzt zur durchschnittlichen Wochenarbeitszeit zusammengefasst. Wochen mit krankheitsbedingten Fehltagen wurden ausgeschlossen; mindestens 21 dokumentierte Arbeitstage mussten vorliegen.
Datenkontrolle und statistische Analysen
Im Vorfeld der statistischen Berechnungen wurde der gesamte Datensatz auf unplausible Angaben überprüft. Datensätze mit Fehlwerten (6 %) wurden im Vorfeld ausgeschlossen. Extremwerte wurden innerhalb der einzelnen Tätigkeitskategorien durch fächerspezifische Mittelwerte ersetzt. Diese Mittelwerte wurden zunächst aus dem Datensatz unter Ausschluss der Extremwerte berechnet.
Die statistische Auswertung der Daten erfolgte mit dem Programm „Statistical Package for the Social Science“ (SPSS, Version 29). Mittelwertunterschiede zwischen den Teilzeitgruppen (TZG) wurden für die einbezogenen Merkmale (Variablen) – unter Kontrolle von Geschlecht, Alter, Kinder im Haushalt – über univariate Kovarianzanalysen untersucht. Bei signifikanten p-Werten wurde der Bonferroni-Test (Post-hoc-Test) angeschlossen. Für kategoriale Variablen wurde der Χ²-Test verwendet.
Zur Prüfung der Zusammenhänge zwischen Arbeitszeit- und Gesundheitsmerkmalen wurde der Rangkorrelationskoeffizient nach Spearman (R) berechnet und nach Bühl (2016) interpretiert. Für die Zusammenhangsprüfung nominaler mit metrischen Merkmalen wurde der Eta-Koeffizient (η) benutzt. Bei einem Korrelationskoeffizient ≤±0,10 besteht zwischen den untersuchten Merkmalen kein Zusammenhang.
Als statistisches Signifikanzkriterium wurde eine Irrtumswahrscheinlichkeit von p < 0,05 festgelegt und durch Effektgrößen ergänzt, deren Interpretation nach den Konventionen von Cohen (1988) erfolgte. Als kleine Effektgrößen gelten η2partial ≥ 0,01 (Kovarianzanalysen) und d ≥ 0,20 (Χ²-Tests).
Stichprobe
An der Studie nahmen mehr als 20.000 Gymnasiallehrkräfte aus allen Bundesländern teil. Vollständige OF-Datensätze waren für 18.791 Lehrkräfte verfügbar, und 14.338 Teilnehmende erfüllten die Qualitätsanforderungen sowohl im OF als auch OP. Als Teilzeit wurde jede Beschäftigung definiert, bei der die Unterrichtszeit weniger als die reguläre Unterrichtsverpflichtung einer Vollzeitstelle betrug. Lehrkräfte, die für die Übernahme besonderer Aufgaben und Funktionen (z. B. gewerkschaftliche Aufgaben) eine reduzierte Unterrichtsverpflichtung hatten, wurden nur dann in die Stichprobe einbezogen, wenn die Unterrichtsreduktion drei Unterrichtsstunden/Woche nicht überstieg. Im vorliegenden Beitrag werden nur die Daten der 5905 teilzeitbeschäftigten Lehrkräften (TZL) berichtet.
Die Lehrkräfte wurden den folgenden TZG zugeordnet: TZG mit maximaler (<100–90 % = TZGmax), hoher (<90–75 % = TZGhoch), mittlerer (<75–50 % = TZGmed) und geringer (<50 % = TZGmin) Unterrichtsverpflichtung. Die durchschnittliche Unterrichtsverpflichtung aller TZL lag bei 72 ± 16 % einer Vollzeitstelle und verteilte sich auf die TZG wie folgt: TZGmax: 93 ± 2 %, TZGhoch: 82 ± 4 %, TZGmed: 63 ± 8 %, TZGmin: 41 ± 6 %. Die Zusammensetzung der Stichprobe ist in ➥ Tabelle 1 dargestellt.
Einen Unterrichtsumfang von mindestens 90 % einer Vollzeitstelle (TZGmax) gaben 17 % der TZL an; sie gelten in vorliegender Untersuchung als Referenzgruppe, da ihre Wochenarbeitszeit in anderen Berufen schon als Vollzeitbeschäftigung gilt. Knapp drei Viertel (74 %) aller TZL arbeiteten weniger als 90 %, aber mindestens 50 % des Unterrichtsumfanges einer Vollzeitstelle (TZGhoch, TZGmed). Bei 9 % der TZL betrug der Unterrichtsumfang weniger als eine halbe Stelle (TZGmin). Am häufigsten wurden Sprachen (23 %), Kombinationen aus Sprachen und Gesellschaftswissenschaften (24 %), Naturwissenschaften (19 %) oder eine Kombination aus Kunst, Musik und Sport (17 %) unterrichtet.
Die TZL waren zum Erhebungszeitpunkt durchschnittlich 44 ± 9 Jahre alt. Der Frauenanteil von 81 % entsprach der in Deutschland üblichen Verteilung bei TZL. Die meisten Teilnehmenden lebten in einer festen Partnerschaft (89 %). Knapp zwei Drittel der TZL versorgten Kinder im eigenen Haushalt; das betraf in der TZGmax 38 %, aber in der TZGmin fast alle Lehrkräfte (94 %): Zwischen Unterrichtsumfang und Kindern im Haushalt bestand ein geringer Zusammenhang (R = 0,38).
Ergebnisse
Arbeitszeit
Um zu klären, in welchem Umfang TZL an deutschen Gymnasien unbezahlte Mehrarbeit leisten, wurde die Abweichung der IST-Arbeitszeit von der tariflich vereinbarten wöchentlichen SOLL-Arbeitszeit ermittelt. Die wöchentliche SOLL-Arbeitszeit wurde auf Basis der Unterrichtsverpflichtung errechnet, wobei die von Mußmann et al. (2019) ermittelte SOLL-Arbeitszeit für Vollzeitlehrkräfte von wöchentlich 46,4 Stunden galt.
Wochenarbeitszeit und Anteil lehrerspezifischer Tätigkeitsbereiche
Die aus den Arbeitszeitprotokollen resultierenden Ergebnisse zur IST-Arbeitszeit/Woche und den anteiligen Arbeitszeiten für die lehrerspezifischen Tätigkeitsbereiche, einschließlich der Kontrollvariablen, sind in ➥ Tabelle 2 zusammengefasst.
Für die Stichprobe aller TZL betrug die durchschnittliche IST-Arbeitszeit 37 Stunden/Woche. Erwartungsgemäß unterschied sich diese Arbeitszeit zwischen den TZG signifikant und bedeutsam (η2partial = 0,238, großer Effekt): Während die Lehrkräfte in der TZGmax durchschnittlich 43 Stunden/Woche arbeiteten, umfasste die IST-Arbeitszeit der TZGmin nur 26 Stunden/Woche.
Durchschnittlich unterrichteten die TZL 17±5 Schulstunden/Woche (à 45 min), wobei die durchschnittliche vertragliche Unterrichtsverpflichtung in der TZGmax 21, in der TZGmin nur 10 Schulstunden/Woche (η2partial = 0,556, großer Effekt) betrug. Unterrichtsbezogene Tätigkeiten beanspruchten bei TZL durchschnittlich 16 Stunden/Woche (η2partial = 0,042, kleiner Effekt), unterrichtsferne Tätigkeiten 8 Stunden/Woche (η2partial = 0,049, kleiner Effekt). Geschlecht und Alter hatten auf die unterrichts- und arbeitszeitbezogenen Merkmale keinen praktisch bedeutsamen Effekt (η²partial < 0,010), Kinder im Haushalt einen kleinen Effekt (η²partial = 0,010–0,059; Ausnahme: unterrichtsferne Tätigkeiten: η²partial =0,001, kein Effekt).
Betrachtet man die drei lehrerspezifischen Tätigkeitsbereiche als prozentuale Anteile an der IST-Arbeitszeit/Woche, ergibt sich folgendes Bild (➥ Abb. 1): Der reine Unterricht umfasste bei TZL durchschnittlich 35 ± 10 % ihrer Arbeitszeit/Woche. Er betrug in TZGmax durchschnittlich 37 % und verringerte sich mit abnehmender Unterrichtsverpflichtung auf 29 %. Durchschnittlich beanspruchten die unterrichtsbezogenen Tätigkeiten 43 ± 11 %, die unterrichtsfernen Tätigkeiten 20 ± 9 % der IST-Arbeitszeit/Woche. Der Anteil unterrichtsbezogener Tätigkeiten stieg mit abnehmender Unterrichtsverpflichtung an, während er für die unterrichtsfernen Tätigkeiten in allen TZG vergleichbar war.
Wochenarbeitszeit im SOLL-IST-Vergleich
Der Vergleich zwischen SOLL- und IST-Arbeitszeit/Woche ist in ➥ Abb. 2 zusammengefasst.
Die SOLL-IST-Differenzen der Wochenarbeitszeit bestätigten, dass mit abnehmender Unterrichtsverpflichtung die geleistete Mehrarbeit (Überstunden) signifikant zunahm (F(3) = 133, p < 0,001, η2partial = 0,064, mittlerer Effekt). Während die IST-Arbeitszeit/Woche in der TZGmax im Durchschnitt sogar 0,4 Stunden unter der SOLL-Arbeitszeit/Woche lag, waren für TZGmin durchschnittlich 7 Stunden unbezahlte Mehrarbeit/Woche zu verzeichnen. Die Standardabweichungen verdeutlichen, dass ein Teil der TZL weniger als ihre SOLL-Arbeitszeit arbeitete. Geschlecht und Alter hatten auf diese Ergebnisse keinen signifikanten Einfluss (p > 0,05), für Kinder im Haushalt bestätigten sich diesbezüglich kleine Effekte (η2partial = 0,010–0,019).
Die SOLL-Arbeitszeit einer Vollzeitstelle (46,4 h/Woche) wurde von 15 % aller TZL überschritten, wobei sich die Häufigkeit dieser Überschreitung erwartungsgemäß mit abnehmender Unterrichtsverpflichtung verringerte (TZGmax: 30 %, TZGhoch: 20 %, TZGmed: 8 %, TZGmin: 2 %, d = 0,525, großer Effekt).
Zusammenfassend lassen sich Hypothese Ia und Ib bestätigen: Mit abnehmender Unterrichtsverpflichtung sank die IST-Arbeitszeit/Woche; die unbezahlten Überstunden/Woche nahmen jedoch zu.
Psychische Gesundheit
Für die psychische Gesundheit wurde untersucht, ob sich bei reduzierter Unterrichtsverpflichtung eine günstigere Erholungsfähigkeit und ein geringeres Burnout-Risiko feststellen lassen.
Erholungsunfähigkeit
Die Ergebnisse zur EU sind für die TZG in ➥ Abb. 3 sichtbar. Im Durchschnitt unterschieden sich die TZG zwar signifikant in ihrer EU, jedoch waren die Unterschiede praktisch unbedeutsam (F(3) = 13, p < 0,001, η2partial = 0,007). Der Mittelwert des EU-Scores der Gesamtstichprobe lag mit 17 ± 4 Punkten noch im normalen Bereich (Richter et al. 2015). Unabhängig davon gab etwa ein Drittel der TZL (34 %) unzureichende Erholung in der Freizeit an (d = 0,052). Relevant beeinflusst wurde EU durch das Geschlecht (F(1) = 83, p < 0,001, η²partial = 0,014, kleiner Effekt), wonach Frauen häufiger (36 %) als Männer (26 %) von EU betroffen waren. Alter (F(1) = 11, p = 0,001, η²partial = 0,002) und Kinder im Haushalt (F(1) = 18, p = 0,001, η²partial = 0,003) hatten keinen bedeutsamen Effekt auf die EU.
Burnout-Risiko
Die Befunde zum B-R sind für die TZG in ➥ Abb. 4 gegenübergestellt. Als durchschnittliches B-R (Range: 0–6 Punkte) wurden 1,7 ± 0,9 Punkte berechnet, wobei die Unterschiede zwischen den TZG gering ausfielen (Punkte: TZGmax: 1,6 ± 0,8, TZGhoch: 1,7 ± 0,9, TZGmed: 1,6 ± 0,9, TZGmin 1,5 ± 0,8; F(3) = 4, p = 0,007, η2partial = 0,002); sie sind praktisch irrelevant. Geschlechts- (F(1) < 1, p = 0,438) und Alterseffekte (F(1) < 1, p = 0,421) bestanden für das B-R ebenfalls nicht, für Kinder im Haushalt lag ein kleiner Effekt auf das B-R vor (F(3) = 81, p < 0,001, η2partial = 0,013). Nach der B-R-Bewertung (Kalimo et al. 2003) ergaben sich für die Hälfte aller TZL keine Burnout-Symptome, für 47 % von ihnen bestanden einige Burnout-Symptome und für 3 % Hinweise auf das Vorliegen eines Burnout-Syndroms.
Zusammenfassend ist Hypothese II zu verwerfen: Die TZG unterscheiden sich in Bezug auf ihre psychische Gesundheit (EU, B-R) nicht.
Zusammenhänge zwischen Arbeitszeitmerkmalen und psychischer Gesundheit
Für die Zusammenhänge (R) zwischen Arbeitszeitmerkmalen und psychischer Gesundheit ergaben sich folgende Ergebnisse: Es bestand für die IST-Arbeitszeit/Woche zur EU ein geringer (R = 0,23) und zum B-R kein Zusammenhang (R = 0,09). Zwischen Unterrichtsumfang und psychischer Gesundheit wurde kein (R = 0,07), zwischen unterrichtsbezogenen Tätigkeiten und EU ein geringer (R = 0,23) beziehungsweise B-R ein sehr geringer (R = 0,11) Zusammenhang ermittelt. Unterrichtsferne Tätigkeiten korrelierten mit EU sehr gering (R = 0,14), während zu B-R kein Zusammenhang (R = –0,01) festzustellen war.
Diskussion
Der Mangel an Lehrkräften ist nicht nur in Deutschland ein bildungspolitisches Problem, sondern stellt auch viele andere OECD-Länder vor Herausforderungen (Sandmeier et al. 2022). In Deutschland wird unter anderem diskutiert, die Versorgungslücke durch Anhebung der Unterrichtsstundenzahl von TZL zu schließen (Klemm u. Zorn 2018). Diese Maßnahme erscheint zunächst effizient, denn Teilzeitarbeit ist im Schuldienst weit verbreitet. Sie wird allerdings überwiegend von Lehrerinnen in Anspruch genommen (Destatis 2023).
Da die individuelle Arbeitszeit/Woche von TZL stark variiert, ist die Betrachtung der durchschnittlichen IST-Arbeitszeit/Woche aller TZL wenig aussagekräftig. Deshalb wurden in unserer Studie vier TZG bezüglich ihrer IST-Arbeitszeit/Woche, ihres Zeitaufwands für lehrerspezifische Tätigkeiten und ihrer psychischen Gesundheit (EU, B-R) vergleichen.
Es bestätigen sich Erkenntnisse früherer Untersuchungen (Brägger 2019; Mußmann et al. 2019; Seibt et al. 2012), dass TZL an Gymnasien in relevantem Umfang unbezahlte Mehrarbeit leisten. Das gilt für Lehrkräfte aller Altersgruppen gleichermaßen. Entgegen unserer Erwartung steht die IST-Arbeitszeit/Woche zu Erholungsfähigkeit nur in einem geringen und zum Burnout-Risiko in keinem Zusammenhang.
Erwartungsgemäß unterscheidet sich die durchschnittliche IST-Arbeitszeit/Woche zwischen den TZG bedeutsam; sie variiert zwischen 43 (TZGmax) und 26 Stunden/Woche (TZGmin), das heißt, mit abnehmender Unterrichtsverpflichtung verringert sich die IST-Arbeitszeit/Woche. Allerdings weisen die hohen Standardabweichungen von 8 bis 9 Stunden/Woche in jeder TZG auf große interindividuelle Unterschiede der Arbeitszeiten hin. Verglichen mit anderen Branchen fallen die durchschnittlichen IST-Arbeitszeiten/Woche in den TZG mit einer Unterrichtsverpflichtung von mehr als 75 % (TZGmax, TZGhoch) bereits in den Bereich der Vollzeittätigkeit. Sogar die SOLL-Arbeitszeit für Vollzeitlehrkräfte von 46,4 Stunden/Woche (Mußmann et al. 2019) wird von 15 % der TZL überschritten.
Legt man die errechneten SOLL-Arbeitszeiten zugrunde (s. Abb. 2), fallen in der TZGmax im Durchschnitt keine Überstunden an, während die Lehrkräfte in der TZGmin durchschnittlich 7 Stunden/Woche ihrer freien Zeit für die Bewältigung der Arbeitsaufgaben einsetzen. Die differenzierte Analyse der Arbeitsaufgaben ergibt, dass die Mehrarbeit vor allem im Bereich der unterrichtsbezogenen Tätigkeiten anfällt. Dafür bringen die Lehrkräfte der TZGmin fast die Hälfte ihrer Arbeitszeit auf, deutlich mehr als Lehrkräfte der TZGmax. Dagegen ist der Anteil der unterrichtsfernen Tätigkeiten in allen TZG deutlich geringer (20–22 %) und vom Umfang her vergleichbar; denn Schulkonferenzen, Elternsprechtage, Exkursionen, Schulfeste und andere Termine macht die Anwesenheit aller Lehrkräfte erforderlich. Auffällig ist, dass sich der zeitliche Anteil für das Unterrichten auf weniger als ein Drittel der IST-Arbeitszeit/Woche verringert, wenn Lehrkräfte den Umfang ihrer Unterrichtsverpflichtung deutlich reduzieren.
Zusammenfassend leisten die meisten TZL einerseits in erheblichem Umfang unbezahlte Mehrarbeit, vermutlich, weil sie ihre Aufgaben nach hohen professionellen Qualitätsstandards erfüllen möchten (Brägger 2019). Gicheva (2022) betont Altruismus und eine prosoziale Haltung als wichtige Gründe für regelmäßige unbezahlte Mehrarbeit bei Lehrkräften. Andererseits verzichten sie auf einen Teil ihres Gehalts und ihrer zukünftigen Rente und nehmen schlechtere Karrierechancen in Kauf. Es bestehen allerdings Hinweise, dass einige Teilzeitlehrkräfte ihren Unterrichtsumfang an die familiäre Situation angepasst haben, insbesondere wegen der im Haushalt zu betreuenden Kinder.
Um die psychische Gesundheit zu erhalten, müssen Lehrkräfte eine gesunde Distanz zu ihren beruflichen Anforderungen entwickeln. Angenommen wurde, dass es Teilzeitlehrkräften mit niedriger Unterrichtsverpflichtung besser gelingt, sich zu erholen, weil sie den beruflichen Stressoren in geringerem Umfang ausgesetzt sind und mehr Zeit für Erholung zur Verfügung haben (Sonnentag u. Fritz 2015). Schiller et al. (2018) konnten für Vollzeiterwerbstätige aus dem öffentlichen Dienst (75 % Frauen) nachweisen, dass die Reduktion der wöchentlichen Arbeitszeit um 25 % bei vollem Lohnausgleich nicht nur die berufliche, sondern auch die familiäre Belastung um eine Stunde täglich verringerte und die freie Zeit fast vollständig für Erholungsaktivitäten genutzt wurde.
In unserer Studie unterscheiden sich die TZG trotz der unterschiedlichen Arbeitsbelastung weder in ihrer Erholungsfähigkeit noch im Burnout-Risiko relevant. Für 40 % der TZL kann gute psychische Gesundheit angenommen werden. Sie sind erholungsfähig und haben keine Anzeichen eines Burnout-Risikos. Bei einem erheblichen Teil der untersuchten TZL scheint die psychische Gesundheit allerdings gefährdet zu sein. So schätzt jede dritte TZL ihre Erholung in der Freizeit als unzureichend ein, wobei Frauen signifikant häufiger Erholungsunfähigkeit angeben als Männer. Fast die Hälfte der TZL gibt einige Burnout-Symptome an, für 3 % bestehen Hinweise auf ein Burnout-Syndrom. Ein Viertel aller TZL fällt sogar durch Erholungsunfähigkeit und gleichzeitige Burnout-Symptome auf.
In der Repräsentativbefragung sozialversicherungspflichtiger Beschäftigter (Alter: 31–60 Jahre) in Deutschland (Studie Mentale Gesundheit bei der Arbeit – S-MAG) gaben 13 % der Befragten beeinträchtigte Erholung an (Schulz et al. 2020). Am häufigsten von Erholungsproblemen betroffen waren diejenigen mit langen (≥ 48 h: 27 %) und ungeregelten Arbeitszeiten/Woche (20 %). Im Vergleich zu anderen Berufsgruppen berichteten die TZL in unserer Studie demnach häufiger Erholungsdefizite.
Eine „Burnout-Diagnose“ wird nach der bevölkerungsrepräsentativen „Studie zur Gesundheit Erwachsener in Deutschland (DEGS1“) pro Jahr bei etwa 4 % der deutschen Allgemeinbevölkerung gestellt (Maske et al. 2016), das heißt, das Vorliegen eines Burnout-Syndroms scheint bei Lehrkräften und in der Allgemeinbevölkerung vergleichbar zu sein.
Nach Ergebnissen der S-MAG geht steigende Erholungsbeeinträchtigung mit zunehmender Erschöpfung, depressiven Symptomen und verminderter Arbeitsfähigkeit einher (Schulz et al. 2020). Repräsentative Daten zur Häufigkeit von Erholungseinschränkungen und dem Burnout-Syndrom für deutsche Gymnasiallehrkräfte liegen bisher nur in der LaiW-Studie vor (Kreuzfeld et al. 2022; Seibt u. Kreuzfeld 2021).
Insgesamt scheint geringere Arbeitsbelastung bei TZL nicht zu einem gesundheitlichen Vorteil zu führen. Dieser Befund deckt sich mit Ergebnissen aus früheren Lehrerstudien (Seibt et al. 2012; Unterbrink et al. 2007) und wird aktuell durch die Studien von Bodendieck et al. (2022) und du Bois et al. (2023) – allerdings für andere Berufsgruppen – gestützt. Demnach ist für den Schutz der psychischen Gesundheit mehr als eine Verringerung von Arbeitszeiten nötig. Voglino et al. (2022) stellen Arbeitszeitreduktion bei gleichbleibendem Gehalt als eine wirksame Maßnahme zur Verbesserung des Wohlbefindens der Beschäftigten heraus und betonen die günstige Wirkung auf das Stressempfinden und den Schlaf. Buhl und Acosta (2016) schlussfolgern, dass eine Verkürzung der Arbeitszeit vor allem dann eine Verbesserung des Wohlbefindens ermöglicht, wenn sie zu mehr Zeit für angenehme Aktivitäten führt. Eine aktuelle Studie von Neubert et al. (2022) konnte sogar trotz eines verringerten Einkommens positive Auswirkungen auf das individuelle Wohlbefinden belegen.
Zusammenfassend finden sich in der vorgestellten Studie keine Belege für die Hypothese, dass eine Reduktion des Unterrichtsumfangs bei gymnasialen TZL zu einer Verbesserung der psychischen Gesundheit beiträgt. Die Ergebnisse stützen eher die These, dass
TZL zur „Selbstausbeutung“ neigen. Lehrkräfte sollten deshalb frühzeitig darin ausgebildet werden, ihren Zeiteinsatz, insbesondere für unterrichtsbezogene Tätigkeiten, angemessen und effektiv zu gestalten. Arbeitsmöglichkeiten in der Schule könnten helfen, Beruf und Freizeit besser zu trennen und arbeitsfreie Intervalle zugunsten längerer Erholungszeiten zu nutzen. Um die Auswirkungen der Arbeitszeitverkürzung auf die Gesundheit besser zu verstehen, sind Längsschnittstudien mit gut definierten Stichproben erforderlich.
Besonderheit der Studie. Als Originalität unserer Studie ist herauszustellen, dass erstmalig Daten zur Arbeitszeit und Gesundheit von in Teilzeit beschäftigten Gymnasiallehrkräften für Gesamtdeutschland unter Berücksichtigung von Kontrollfaktoren vorgestellt werden. Die Stichprobe zeichnet sich gegenüber anderen Lehrerstudien durch homogene Teilzeitgruppen mit definiert unterschiedlicher Unterrichtsverpflichtung aus. Eine Vermischung von Lehrkräften mit Funktionsträgern (z. B. Personalräten) und Führungskräften wurde konsequent ausgeschlossen.
Die Arbeitszeit der Lehrkräfte wurde aufwändig, über einen Zeitraum von vier Wochen mit zwölf definierten Tätigkeitskategorien erhoben. Der erfasste Zeitraum gilt als repräsentativ für die durchschnittliche Lehrarbeitszeit/Jahr.
Limitationen der Studie. Aus zeitlichen, ökonomischen und Gründen der Zumutbarkeit konnte nur ein Teilausschnitt des Beziehungsgeflechts von Arbeitsbelastung und Gesundheit bei Gymnasiallehrkräften untersucht werden. Private Lebensbereiche und deren Zusammenhänge zur Arbeit (z. B. work-life balance/conflict) fehlen. Lediglich die Anzahl zu betreuender Kinder im eigenen Haushalt wurde berücksichtigt.
Eine Zufallsauswahl kann aufgrund der Freiwilligkeit der Teilnahme nicht vollständig gewährleistet werden. Das Querschnittsdesign dieser Studie lässt zudem keine kausale Interpretation der Zusammenhänge zwischen den untersuchten Merkmalen zu.
Die Beschreibung der psychischen Gesundheit von TZL basiert nur auf den Konstrukten Erholungsfähigkeit und Burnout. Andere Facetten und psychosoziale Modelle bleiben damit ungeklärt.
Die Datenerhebung unterliegt den bekannten Einschränkungen von Selbsteinschätzungen, auch bei der Selbstdokumentation der Arbeitszeit (u. a. Verzerrungen aufgrund sozialer Erwünschtheit, Antworttendenzen, Gedächtnisdefizite). Deshalb darf nicht geschlussfolgert werden, dass die Ausprägung des Burnout-Syndroms klinisch relevant ist. Zusätzlich ist das Abbild der Grundgesamtheit durch den „healthy-worker effect“ geprägt, so dass Gesundheitsrisiken möglicherweise unterschätzt werden.
Schlussfolgerungen für die Schulpraxis und Ausblick
Lehrkräftemangel ist aktuell ein ungelöstes Thema in der Bildungspolitik. Als Maßnahme wird die Anhebung der Unterrichtsverpflichtung für TZL diskutiert. Da kein Zusammenhang zwischen Arbeitszeitreduktion und psychischer Gesundheit zu bestehen scheint, wird angenommen, dass Lehrkräfte ihre Unterrichtsverpflichtung individuell so angepasst haben, dass ihre psychische Gesundheit möglichst erhalten bleibt. Aus dieser Perspektive muss eine gesetzlich verpflichtende Erhöhung der Unterrichtsstunden für TZL eher kritisch betrachtet werden. Vielmehr sollte für eine Erhöhung der Unterrichtsverpflichtung auf freiwilliger Basis geworben werden.
Arbeitsbedingte Belastungen im Lehrerberuf können gesundheitsgefährdend sein und unter anderem eine vorzeitige Berentung aufgrund psychischer Erkrankungen zur Folge haben. Allein deshalb sollte die Belastung der Lehrkräfte so organisiert und gestaltet werden, dass Mehrarbeit vermieden und ausreichend Erholung gewährleistet wird. Deshalb sollten unterschiedliche Entlastungsmaßnahmen (z. B. Reduzierung unterrichtsferner Tätigkeiten) mit Arbeits- und Gesundheitsschutz kombiniert und aufeinander abgestimmt werden. Dazu gehört eine professionelle arbeitsmedizinisch-psychologische Betreuung, die Frühindikatoren für Gesundheitsrisiken einbezieht, um gefährdete Lehrkräfte rechtzeitig zu erkennen und ihnen Unterstützung anzubieten.
Ethikkommissionsvotum: Die Studie wurde in Übereinstimmung mit nationalem Recht und der Deklaration von Helsinki in der aktuellen, überarbeiteten Fassung durchgeführt. Design und alle Details der Studie wurden von der zuständigen Ethikkommission genehmigt
(A 2018-0031). Die Teilnehmenden wurden über Ziel der Studie, eingesetzte Verfahren und Datenschutz informiert. Von allen beteiligten Teilnehmenden lag vor Studienteilnahme eine Einverständniserklärung vor.
Beiträge der Autorinnen: RS: Projektakquise (Finanzierung); RS, SK: Studiendesign; RS, SK: Studiendurchführung (Datenerhebung); SK: Projektverwaltung; RS: Datenanalyse und statistische Bearbeitung; RS, SK: Dateninterpretation; RS, SK: Manuskript. Beide Autorinnen stimmten der eingereichten Version zu.
Interessenkonflikt: Die Autorinnen erklären, dass keine Interessenkonflikte vorliegen.
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Dr. med. Steffi Kreuzfeld
Universitätsmedizin Rostock
Institut für Präventivmedizin,
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