Der Religionsunterricht im Rückblick: Zur Analyse wahrgenommener Unterschiede zwischen den Bundesländern Baden-Württemberg, Hessen, Brandenburg und Hamburg

1 Einleitung

„Religionsunterricht – Wohin?“, mit dieser Frage ist der 2014 von Bernd Schröder herausgegebene Sammelband überschrieben worden (Schröder, 2014a). Auch zehn Jahre später ruft die Frage nach einer zukunftsfähigen Form des Religionsunterrichts sowohl in der breiten Öffentlichkeit als auch innerhalb der religionspädagogischen Fachgemeinschaft erhebliche Aufmerksamkeit und kontroverse Diskussionen hervor. Evident wird dies jüngst an den Ergebnissen der VI. Kirchenmitgliedschaftsuntersuchung, die kritische Anfragen an den konfessionellen Religionsunterricht gemäß Artikel 7, Absatz 3 GG Nachdruck verleihen (Hock, Käbisch, Kießling & Wunder, 2024).

So lehnen 55 % der Befragten ab, dass „die Kirchen Religionsunterricht an allen öffentlichen Schulen mitverantworten sollten“. Diese Ablehnung variiert nach Altersgruppen: Sie steigt von 40 % bei den über 70-Jährigen auf 70 % bei den 14- bis 29-Jährigen. Die Aussage „Im Schulfach Religion sollten Schulkinder unterschiedlicher Religionszugehörigkeit gemeinsam unterrichtet werden“ findet bei 84 % der Bevölkerung Zustimmung. Unter den Konfessionslosen liegt die Zustimmung bei 89 %, unter den katholischen Kirchenmitgliedern bei 77 % und unter den evangelischen Kirchenmitgliedern bei 81 %. Ähnlich hohe Zustimmungswerte zeigt die Aussage „Das Schulfach Religion sollte neutral über alle Religionen informieren, ohne sich einer bestimmten religiösen oder weltanschaulichen Richtung verpflichtet zu fühlen“: 85 % der Gesamtbevölkerung unterstützen dies, wobei die Zustimmungsrate unter den Konfessionslosen bei 91 %, unter den Katholiken bei 79 % und unter den Evangelischen bei 82 % liegt (Hock et al., 2024).

Diese Zahlen verdeutlichen, dass die Diskussion über die Organisationsform des Religionsunterrichts nicht nur theoretischer Natur ist, sondern auf einen tatsächlichen gesellschaftlichen Plausibilitätsverlust reagiert. Im Zuge dessen werden primär vier Zukunftsszenarien diskutiert, die je einen differierenden Umgang mit der Pluralisierung der (nicht-)religiösen Landschaft anstreben. (1) Der erste Ansatz sieht die Beibehaltung, den Ausbau und die regionale Flexibilisierung bestehender Strukturen vor, wie sie in Hessen und den meisten Bundesländern außer Brandenburg und Hamburg praktiziert wird. (2) Die zweite Möglichkeit besteht darin, konfessionelle Gruppen einer Religion in gemeinsame Lerngruppen zusammenzuführen, sei es im Modus konfessioneller Kooperation oder eines allgemein christlichen Religionsunterrichts. (3) Ein dritter Ansatz ist der Umbau in Richtung eines multireligiösen Religionsunterrichts, der bereits in Hamburg unter dem Modell ‚Religionsunterricht für alle‘ umgesetzt wird und vorsieht, dass Schüler:innenunterschiedlicher Religionen gemeinsam unterrichtet werden. (4) Schließlich gibt es das Szenario eines grundlegenden Neuentwurfs in Form eines allgemeinen Religions- und Weltanschauungsunterrichts, ähnlich dem Fach „Lebensgestaltung-Ethik-Religionskunde“ (LER) in Brandenburg (Schröder, 2014a, S. 11–15; zur aktuellen Entwicklung in den Bundesländern Rothgangel & Schröder, 2020).  

Angesichts der kontroversen Diskussionen um die Organisationsform des Religionsunterrichts und im Anschluss an eine Bundesländer vergleichende Forschungsmethodik (Hock & Käbisch, 2023) setzt sich der folgende Beitrag mit der Frage auseinander, wie die befragten Personen (N = 2007) der im Dezember 2023 durchgeführten Begleitstudie der Kirchen­mitgliedschaftsuntersuchung (KMU) der Evangelischen Kirche in Deutschland (EKD) die Wirksamkeit und die unterrichtsbezogene Pluralität des Religionsunterrichts wahrnehmen. Die Befragten aus Hamburg, Baden-Württemberg, Hessen und Brandenburg stehen im Mittelpunkt der Untersuchung, da diese Bundes­länder unterschiedliche Modelle und Zukunftsszenarien des Religionsunterrichts darstellen.

2 Theoretische Einbettung und Forschungsüberblick: Schüler:innenurteile zum Religionsunterricht

Schüler:innenurteile gelten als eine wesentliche Datenquelle zur Erfassung von Qualitätsaspekten des Unterrichts (Göllner, Wagner, Klieme, Lüdtke, Nagengast & Trautwein, 2016, S. 63–64 u. 77). Neben pragmatischen und ökonomischen Gründen ist dies auf den Expert:innenstatus der Schüler:innen zurückzuführen. Als involvierte Akteur:innen sind sie in der Lage, Vergleiche mit anderen Lehrkräften zu ziehen, ihre Urteile auf einen längeren Beobachtungszeitraum zu stützen und auch seltene Ereignisse im Unterricht zu berichten. Die Erforschung des Unterrichts auf Grundlage dieser Schüler:innenurteile hat eine lange Tradition in der Religionspädagogik, die bis ins frühe 20. Jahrhundert zurückreicht (Rothgangel & Schelander, 2012, S. 208–209; im Überblick Gennerich, 2022 u. Schwarz, 2019a, S. 41–52). Innerhalb der vielfältigen Studienlandschaft zu Schüler:innenurteilen nehmen quantitativ angelegte Untersuchungen zur Beurteilung des Religionsunterrichts eine besondere Stellung ein. Diese Studien sind häufig auf ein bestimmtes Bundesland beschränkt und die Ergebnisse werden dementsprechend länderspezifisch ausgewertet. Zurückzuführen ist dies unter anderem auf das föderale Bildungssystem Deutschlands, das den Bundesländern die Hoheit über Bildungsangelegenheiten und somit die Ausgestaltung des Religionsunterrichts gemäß Artikel 7, Absatz 3 des Grundgesetzes überträgt. Diese föderale Struktur führt zu unterschiedlichen Interpretationen und Umsetzungen des Religionsunterrichts in den einzelnen Bundesländern, der in der empirisch-quantitativen Fokussierung Rechnung getragen wird (Bucher, 2000; Jozsa, Knauth & Weisse., 2009; Pohl-Patalong, Boll, Dittrich, Lüdtke & Richter, 2017; Schwarz, 2019a, S. 41; Schwarz & Sand, 2022, S. 371).

Häufige Fragekomplexe, die mittels Schüler:innenurteil in diesen Studien abgefragt werden, beziehen sich auf die Beliebtheit des Religionsunterrichts, das Binnengeschehen und die Lehrkraft (Schwarz, 2019a, S. 53). In unserer eigenen Studie haben wir uns auf die wahrgenommene Wirksamkeit des Religionsunterrichts und die Wahrnehmung unterrichtsbezogener Pluralität konzentriert, da aufgrund der Studienanlage mit einer repräsentativen Bevölkerungsbefragung nur eine begrenzte Item-Zahl für die hier adressierte Fragestellung zur Verfügung stand.

Die wahrgenommene Wirksamkeit des Religionsunterrichts wird in einer Reihe dieser Studien in der Frage thematisch, ob die vermittelten Inhalte im Leben nützlich seien. In der frühen Studie von Norbert Havers (1972, S. 136) stimmten 26 % der Befragten zu, dass sie das Gelernte im Leben gebrauchen können. Jahrzehnte später verzeichnete Anton Bucher (2000, S. 62) eine Zustimmung von 24 % zur Lebensrelevanz des RUs, Uwe Böhm und Manfred Schnitzler (2008, S. 99) von 26 %, Michael Domsgen und Frank M. Lütze (2010, S. 198) von 20 % sowie die jüngste KMU (Hock et al.) 32 %. Eine Ausnahme bildet die Untersuchung von Susanne Schwarz (2019a, S. 242–243), in der die erreichten Ziele eingeschätzt werden. Hier wird dem Religionsunterricht vor allem bescheinigt, dass er dazu beigetragen hat, Verantwortung für sich selbst (90 % Zustimmung) und für andere zu übernehmen (88 % Zustimmung). Allerdings findet das Item „Ich verstehe, wie man aus dem christlichen Glauben heraus sein Leben gestalten könnte“ nur eine mittlere Zustimmung von 54 %. Eine ähnliche Tendenz zeigen auch die Ergebnisse der EMNID-Studie, etwa indem 48% dem Religionsunterricht eine allgemeinbildende und 46% eine toleranzsteigernde Funktion zuschreiben (Pirner, 2019, Anhang S. 69). Konkretere Zielformulierungen erfahren offenbar eine größere Zustimmung als die global auf das Leben bezogene.

Der Aspekt des Alters tritt bei Bucher (2000, S. 37 u. 62) zutage. Hier bestätigen die befragten Grundschüler:innen mit großer Zustimmung (49 % „sehr“ u. 28 % „etwas“) das Item „Unser RU ist wichtig für mein Leben“ (S. 37), wohingegen in der Sekundarstufe I nur 24% der Befragten dem Item zustimmen „Ich kann in meinem Leben brauchen, was ich im RU lerne“ (S. 62). Auch weitere Studien differenzieren das Bild: Böhm und Schnitzler (2008, S. 102–103) finden bezogen auf die Kategorien „Ausdauer“, „Bibel als Hilfe“ und „Kommunikationshilfe“ eine geringe Wirksamkeit des Religionsunterrichts, jedoch wird der Religionsunterricht bezogen auf die Kategorien „Teamarbeit“, „andere Religionen“ und „biblische Kenntnisse“ als erfolgreich bewertet. Die Schüler:innen in der Studie von Domsgen und Lütze (2010, S. 128) betonen, dass der Religionsunterricht sich durch viel Gespräch und Diskussion auszeichnet und zugleich abwechslungsreich war. Jedoch wurde er weniger als Plattform gesehen, auf der es möglich ist, persönliche Probleme zu thematisieren. Persönlich relevante Veränderungen für das Leben werden vom Religionsunterricht damit offenbar auch nur in bestimmen Grenzen erwartet.

Die Wahrnehmung der unterrichtsbezogenen Pluralität haben zuletzt Uta Pohl-Patalong, Stefanie Boll, Thorsten Dittrich, Antonia Lüdtke und Claudia Richter (2017) eingehend in Schleswig-Holstein untersucht. Sie können zeigen, dass das Thema „verschiedene Religionen“ manchmal (36 %) bzw. oft (52 %) im Religionsunterricht behandelt wird (S. 85), dass unterschiedliche religiöse Meinungen unter den Schüler:innen respektiert werden (trifft zu: 78 %, trifft eher zu: 20 %) (S. 128), dass die Behandlung anderer Religionen gut bzw. eher gut gefunden wird (95 %) (S. 137). Konflikte zwischen Schüler:innen, die mit Religion zu tun haben, werden von 76 % der befragten Schüler:innen verneint (Pohl-Patalong et al., 2017, S. 126). Auch ältere Studien bestätigen eine schon länger gegebene Offenheit des Religionsunterrichts, der als frei von Zwängen wahrgenommen wird, so dass im Kontext der Autonomieentwicklung des Jugendalters eigene Perspektiven konstruktiv im Unterrichtsgespräch reflektiert werden können (vgl. Gennerich, 2022, S. 393–395).

Angesichts der Diskussion um die Zukunft des Religionsunterrichts und die damit verbundene Organisationsform scheint es geboten, die quantitativ-empirische Begrenzung auf einzelne Bundesländer zu überwinden und einen Vergleich zwischen den Bundesländern anzustreben. Schließlich kann die Aufgabe der empirischen Forschung darin gesehen werden, „eine kritische Kontrollfunktion gegenüber vollmundiger theologischer oder religionspädagogischer Programmatik […], eine heuristisch-problemanzeigende und eine – immer wieder und weiter – auf Differenzierung drängende Rolle“ (Schröder, 2014c, S. 109) einzunehmen – und damit eine Rolle, die in der kontroversen Debatte um die Organisationsform des Religionsunterrichts bislang fehlt. Die Hypothesenpaare, die nachfolgend geprüft werden sollen, lauten damit:

H1: Es bestehen zwischen den Bundesländern Unterschiede in dem Schüler:innenurteil zur Wirksamkeit des Religionsunterrichts.

H0: Es bestehen zwischen den Bundesländern keine Unterschiede in dem Schüler:innenurteil zur Wirksamkeit des Religionsunterrichts.

H1: Es bestehen zwischen den Bundesländern Unterschiede in dem Schüler:innenurteil zur pluralitätssensiblen Gestaltung des Religionsunterrichts.

H0: Es bestehen zwischen den Bundesländern keine Unterschiede in dem Schüler:innenurteil zur pluralitätssensiblen Gestaltung des Religionsunterrichts.

3 Zur Methode der Untersuchung  

3.1 Datengrundlage

Die Datengrundlage stellt die Zufallsstichprobe dar, die im Dezember 2023 im Rahmen des Begleitprojekts der KMU VI‚ Partizipation und Relevanz von Kirche in der Perspektive unterschiedlicher Wertorientierungen und Welterschließungsperspektiven‘ gezogen wurde (hierzu Gennerich & Käbisch, 2023; Gennerich & Käbisch, 2024). Sie umfasst 2007 Befragte und bildet die deutsche Bevölkerung nach soziodemographischen Gesichtspunkten repräsentativ ab. Für die vorliegende Untersuchung wird aus der Gesamtstichprobe die Alterskohorte von 14- bis 35-Jährigen isoliert, um die Auswirkungen des später eingeführten Hamburger Modells, LER sowie des konfessionell-kooperativen Religionsunterrichts einzufangen. Diese Teilstichprobe (N = 306) zeigt eine angemessene Vertretung von Personen ohne Religionszugehörigkeit (55 %), Mitgliedern der evangelischen Landeskirche (26 %) und der römisch-katholischen Kirche (14 %). Hingegen sind Mitglieder von Freikirchen (2 %) und anderer christlicher Kirchen (2 %) sowie des Islams (1 %) nur vereinzelt vertreten. Differenziert nach Bundesländern findet sich die erwartbare differenzierte konfessionelle Verteilung. In Brandenburg und Hamburg gibt es einen großen Prozentsatz Konfessionsloser (77 u. 76 %), die evangelischen Befragten liegen hier bei 12 % und 18 %. In Hessen und Baden-Württemberg haben wir einen substanziellen Anteil von evangelischen Kirchenmitgliedern (38 u. 32 %). Die katholischen Befragten haben hier einen Anteil von 20 % und 22 % und die Konfessionslosen von 40 % und 37 %.

Aktuell sind in Hamburg 5 von 74 Befragten, in Hessen 13 von 81 Befragten, in Baden-Württemberg 15 von 90 Befragten und in Brandenburg 2 von 61 Befragten noch Schüler:innen. Die Einschätzungen der Befragten stellen damit im Wesentlichen Erinnerungen an den Religionsunterricht dar.

Tab. 1: Prozentuale Verteilung der konfessionellen Zugehörigkeit in Abhängigkeit vom Bundesland

3.2 Design der Studie und Messinstrumente

In den folgenden Analysen werden die Bundesländer als unabhängige Variable betrachtet. Statt alle Bundesländer einzubeziehen, konzentriert sich die Untersuchung auf Hessen, Brandenburg, Hamburg und Baden-Württemberg, da diese vier Bundesländer exemplarisch für verschiedene Organisationsformen des Religionsunterrichts stehen.

• Hessen dient als exemplarischer Vertreter des konfessionellen Religionsunterrichts, der nach Konfessionen getrennt erteilt und durch Ethikunterricht ersetzt werden kann. Dafür spricht, dass Ansätze zur konfessionellen Kooperation in Hessen seitens des Kultusministeriums mit Verweis auf die verfassungsmäßig garantierte Konfessionalität des Religionsunterrichts bis zuletzt blockiert wurden (Gennerich, Käbisch & Woppowa, 2021, S. 8). Es kann aber auch angenommen werden, dass der Religionsunterricht vor allem in Grund- und Berufsschulen in konfessionell gemischten Lerngruppen stattfindet, obwohl hierzu keine verlässlichen Statistiken vorliegen (Käbisch, Kießling & Pruchniewicz, 2020, S. 209–210). Konfessionell gemischte Lerngruppen sind hier dadurch definiert, dass Schüler:innen einer anderen Konfession im Gaststatus von einer konfessionell gebunden Lehrkraft in ihrer Klasse mitunterrichtet werden (vgl. Gennerich et al., 2021, S. 11–12). Je nach didaktischer Kompetenz der Lehrkräfte könnten hier recht unterschiedliche Szenarien im juristischen Grau-Bereich entstehen.

• Brandenburg repräsentiert den religionskundlichen Unterricht, der unter der Bezeichnung „Lebens­gestaltung – Ethik – Religionskunde“ im Klassenverband und ohne das Konfes­sionalitäts­prinzip durchgeführt wird (Lenz, 2020). Jedoch besteht nach §9 des Landesschulgesetzes die Möglichkeit, dass auf freiwilliger Basis Schüler:innen am Ev. oder Kath. Religionsunterricht teilnehmen können, sofern ein entsprechendes Angebot an den Schulen vorliegt. Wir gehen davon aus, dass sich die Befragten in Brandenburg in der Regel auf ein solches Angebot beziehen, weil in diesem Bundesland im Vergleich zu den anderen nur etwa halb so viele Personen die Fragen zum Religionsunterricht beantwortet haben. Anders als in Hamburg (93 %), Hessen (94 %) und Baden-Württemberg (91 %), wo gut 90 % der Befragten zumindest temporär den Religionsunterricht besucht haben, sind es in Brandenburg nur 59 %. Laut EKBO (2019, S. 23) wird ein evangelischer Religionsunterricht an etwa 50 % der Schulen angeboten. Pro Schuljahr nehmen derzeit 16 % der Brandenburger Schüler:innen am Ev. Religions­unterricht teil. Da auch eine temporäre Teilnahme am Religionsunterricht in einem Schuljahr zu einer Erfahrung mit dem Religionsunterricht führt und auch Teilnahmen am Kath. Religions­unterricht kumulativ hinzukommen, könnten die besagten 59 % sich theoretisch aus der Teilnahme am freiwilligen Religionsunterrichtsangebot rekrutieren, wenngleich ebenso anzunehmen ist, dass einige Befragte ihre Teilnahme am LER als Form des Religions­unterrichts interpretiert haben. Zu bedenken ist auch, dass die Neuregelung des Religions­unterrichts in Brandenburg nach der Wende sowohl für LER wie für den ev. Religionsunterricht bedingt, dass erst Religionslehrkräfte schrittweise ausgebildet werden mussten, so dass etwa dokumentiert für die Schuljahre 2005/06 bis 2012/13 die Teilnahmequoten für beide Formen kontinuierlich anstiegen (Gennerich & Zimmermann, 2016b, S. 78–79).

• Baden-Württemberg fungiert als Vertreter für den konfessionellen Religionsunterricht mit der gesetzlich geregelten Möglichkeit zur Kooperation (Boschki & Schweitzer, 2020). Im Grundschul­religionsunterricht ist dabei die konfessionelle Kooperation mit Abstand am Verbreitesten. Bei gut 2000 Grundschulen in Baden-Württemberg haben 720 Grundschulen im Schuljahr 2018/19 auf der Basis genehmigter Anträge konfessionell-kooperativ unterrichtet (Gennerich, Schreiner & Bücker, 2019, S. 120 u. 124). Eine konfessionelle Kooperation ist damit in Baden-Württemberg auf der Ebene einer formellen Beantragung immer noch nicht die Regel. Hinzu kommen jedoch in Baden-Württemberg Öffnungen des konfessionellen Religions­unterrichts für Schüler:innen der jeweils anderen Konfession angesichts von Diaspora-Situationen (vgl. Gennerich et al., 2019, S. 116–119 u. 122–123).

• Hamburg steht für einen multireligiösen Religionsunterricht, in dem Schüler:innen unter­schiedlicher Religionen auf der Basis eines dialogischen Konzepts gemeinsam unterrichtet werden. Die juristische Letztverantwortung liegt – zumindest für den hier relevanten „RUfa 1.0“ – bei der evangelischen Kirche (Bauer, 2020). Auch bei diesem Organisations­modell gelingt keine scharfkantige Profilierung, denn die Praxis kann maximal vom Programm abweichen, wenn z. B. der „Religionsunterricht für alle“ von religionspädagogisch unausgebildeten Klassenlehrkräften unterrichtet wird und dabei oft auch als Klassenlehrstunde zweckentfremdet wird (vgl. Roose, 2020, S. 104). Ohne Einfluss dürfte dagegen die Einführung des „RUfa 2.0“ sein, bei dem seit dem Schuljahr 2023/24 mit neuen Rahmenplänen der Unterricht von allen Religionsgemeinschaften gemeinsam verantwortet und die christliche Perspektive konfessionell-kooperativ eingebracht wird (Bauer, 2022, S. 35). Denn zum Erhebungszeitpunkt im Dezember 2023 stand der RUfa 2.0 maximal für 5 befragte Schüler:innen ca. 5 Monate in Geltung, wohingegen die anderen 69 Befragten ausschließlich den RUfa 1.0 erlebt haben.

Zusammengenommen sind die Organisationsformen von ihrer juristischen Konstruktion her klar zu unterscheiden. Gleichzeitig gibt es jedoch in allen Bundesländern auch Anhaltspunkte dafür, dass der Religionsunterricht empirisch in Formen unterrichtet wird, die vom Regelmodell abweichen können. Es ist daher eine empirische Frage, ob der Religionsunterricht im Rückblick unterschiedlich erfahren wird und die unterschiedliche Organisationsform in irgendeiner Weise prägend relevant wird.

Die abhängigen Variablen umfassen die wahrgenommene Wirksamkeit sowie die unterrichtsbezogene Pluralität des Religionsunterrichts. Dabei handelt es sich um Einschätzungen des Religionsunterrichts im erinnernden Rückblick. Bisherige Studien mit solchen Daten konnten zeigen, dass sie erstaunlich äquivalent ausfallen in Relation zu Schüler:innenbefragungen über ihren aktuellen Religionsunterricht (vgl. Schwarz, 2019b). Auch Zusammenhangsbefunde mit rückblickenden Einschätzungen erweisen sich als vergleichbar und plausibel (vgl. Gennerich, 2019; Schwarz, 2019b), so dass die hier herangezogenen Daten als hinreichend valide zu bewerten sind.

Die wahrgenommene Wirksamkeit wird mit einer vierstufigen Likert-Skala gemessen, die den Ertrag des Religionsunterrichts für das eigene Leben, das Interesse an religiösen Fragen, die Orientierungsfähigkeit, die Zufriedenheit mit dem Unterricht und Veränderungen der religiösen Überzeugungen subsumiert (Cronbachs’s Alpha = .84).1Die Operationalisierung ist von der KMU VI übernommen und schließt in theoretischer Hinsicht an den Bildungsanspruch des Religionsunterrichts (z. B. Adam & Lachmann, 2012, S. 144–149) und den Bildungsbegriff von Tenorth (u.a. 2016, S. 56–59) an, da die Sicherung der Voraussetzungen für gesellschaftliche Partizipation, Orientierungs­fähigkeit und Selbstkonstruktion der Identität fokussiert wird. Spezifische Selbstansprüche der jeweiligen Organisationsformen des Religionsunterrichts werden durch die Skala nicht abgebildet. Zur Berechnung wird der Mittelwert über die Variablen gebildet, sodass sich der Wertebereich von Eins bis Vier erstreckt. Der kleinste Wert spiegelt einen als unwirksam erlebten Religionsunterricht wider, während der größte einen sehr wirksamen Religions­unterricht indiziert.

Zur Erfassung der unterrichtsbezogenen Pluralität wurden zwei Items verwendet, die ebenfalls bereits im Rahmen der KMU VI durch eine Faktorenanalyse identifiziert und zu einem Mittelwert zusammengefasst wurden (Cronbach’s Alpha = .71) (auch in Hock & Käbisch, 2023). Die Items messen mittels einer vierstufigen Likert-Skala, inwiefern andere Religionen oder Weltanschauungen im Unterricht behandelt wurden und ob unterschiedliche Meinungen zu religiösen Inhalten frei diskutiert werden konnten.2 Der Wertebereich erstreckt sich von Eins bis Vier, wobei ein niedriger Wert auf einen Religionsunterricht hinweist, der aus Sicht der Befragten wenig plural gestaltet ist, während ein hoher Wert einen als stark plural empfundenen Unterricht signalisiert. Frühere Analysen haben gezeigt, dass diese beiden Aspekte der unterrichtsbezogenen Pluralität entscheidende Prädiktoren für die wahrgenommene Wirksamkeit des Religionsunterrichts sind (siehe Hock et al., 2024). Damit spiegeln sie die notwendigen Anpassungen an die sich wandelnden gesellschaftlichen Rahmenbedingungen des Religionsunterrichts wider und stellen grundlegende Voraussetzungen für den Umgang mit und das Lernen für Pluralität dar.

4 Organisationsformen und die Wirksamkeit des Religionsunterrichts: Empirische Befunde

Um die Hypothesenpaare bezogen auf die Unterschiede in der Wirksamkeit des Religionsunterrichts und der unterrichtsbezogenen Pluralität in Abhängigkeit des Bundeslandes zu untersuchen, wurden zwei einfaktorielle Varianzanalysen einschließlich Post-Hoc-Tests durchgeführt.3 Diese statistische Methode ermöglicht es, fundierte Schlussfolgerungen darüber zu ziehen, ob die beobachteten Unterschiede zwischen den Gruppen signifikant sind oder ob sie mit zufälligen Variationen zu begründen sind. In diesem Zusammenhang stellt die unabhängige Variable in jedem statistischen Modell die vier Bundesländer dar, während die abhängige Variable nacheinander das Schüler:innenurteil zur Wirksamkeit des Religions­unterrichts und die unterrichtsbezogen Pluralität bildet. Wesentliche Kriterien für die Beurteilung des Einflusses sind die Unterschiede in den Mittelwerten, die Standard­abweichungen, die Signifikanz der Varianzanalyse und bei signifikanten Ergebnissen das Eta-Quadrat als Maß der Effektstärke. Eine signifikante Varianzanalyse (p < .05) deutet darauf hin, dass die beobachteten Unterschiede nicht auf Zufall beruhen, sondern auf eine systematische Ursache zurückzuführen sind. Somit kann die Nullhypothese verworfen werden, und die Ergebnisse können auf die Gesamtpopulation verallgemeinert werden.

4.1 Das Schüler:innenurteil zur Wirksamkeit des Religionsunterrichts im Vergleich: Deskriptive und inferenzstatistische Ergebnisse  

Die Unterschiede in der wahrgenommenen Wirksamkeit des Religionsunterrichts sind zwischen Hamburg (N = 65), Baden-Württemberg (N = 77), Hessen (N = 71) und Brandenburg (N = 34) marginal. Der Mittelwert über alle Bundesländer hinweg ist mit M = 2.02 auf der unteren Hälfte des Wertebereichs angesiedelt. Dieser Wert spiegelt wider, dass die Wirksamkeit des Religionsunterrichts im Durchschnitt als schwach wahrgenommen wird. Diese Wahr­nehmung streut mit einer Standardabweichung von SD = .70 in einem mittleren Maße.

Abb. 1: Mittelwerte der wahrgenommenen Wirksamkeit des Religionsunterrichts in Abhängigkeit vom Bundesland

Mit einem Mittelwert von M = 2.11 ist die Wahrnehmung der Wirksamkeit des Religions­unterrichts in Brandenburg am höchsten. Er weist eine Standardabweichung von SD = .76 auf, die leicht über dem Durchschnitt aller Bundesländer liegt. Mit geringem Abstand folgt das Schüler:innen­urteil in Baden-Württemberg, das einen Mittelwert von M = 2.10 und eine Standardabweichung von .73 zeigt. Hessen als Repräsentant für den konfessionellen Religionsunterricht wird mit einem Mittelwert von M = 2.07 ebenfalls eine Wirksamkeit zugeschrieben, die sich lediglich marginal von den vorangegangenen Bundesländern unterscheidet. Die Standardabweichung ist in diesem Bundesland mit SD = .69 niedriger, jedoch in geringem Maße. Mit einem Mittelwert von M = 1.84 und der geringsten Standardabweichung von SD = .64 ist die wahrgenommene Wirksamkeit in Hamburg schließlich am geringsten ausgeprägt.

Die Durchführung der einfaktoriellen Varianzanalyse ergab ferner keine statistisch signifikanten Unterschiede zwischen den untersuchten Gruppen, F(3, 243) = 2.082, p = .103. Mittels des Tukey-Honestly-Significant-Difference-Tests konnte dieses Ergebnis in der Post-Hoc-Analyse verdeutlicht werden. Es konnten keine Subsets identifiziert werden, die sich in Bezug auf die wahrgenommene Wirksamkeit signifikant voneinander unterscheiden. Diese Ergebnisse deuten darauf hin, dass die zuvor beschriebenen Unterschiede in der wahrgenommenen Wirksamkeit zwischen Hamburg, Baden-Württemberg, Hessen und Brandenburg auf zufällige Schwankungen in der Stichprobe zurückzuführen sind. Folglich muss von einer ähnlichen Wahrnehmung in allen Gruppen ausgegangen werden. Die anfänglich formulierte Nullhypothese, dass es keine Unterschiede zwischen den Bundesländern gibt, muss beibehalten werden.

Tab. 2: Einfaktorielle Varianzanalyse mit Post-Hoc-Test (Tukey HSD) – Wahrgenommene Wirksamkeit des Religionsunterrichts nach Bundeland

4.2 Das Schüler:innenurteil zur pluralitätssensiblen Gestaltung des Religionsunterrichts im Vergleich: Deskriptive und inferenzstatistische Ergebnisse  

Die Unterschiede zwischen Hamburg (N = 61), Baden-Württemberg (N = 77), Hessen (N = 71) und Brandenburg (N = 33) sind hinsichtlich der wahrgenommenen pluralitätssensiblen Gestaltung des Religionsunterrichts ebenfalls marginal, jedoch ist das Schüler:innenurteil höher ausgeprägt. So beträgt der Mittelwert über alle Bundesländer hinweg M = 2.98, die Standard­abweichung ist mit SD = .85 als mittelmäßig einzustufen. Dies indiziert, dass der Religions­unterricht im Durchschnitt als eher pluralitätssensibel eingestuft wird und diese Einschätzung moderat um den Mittelwert streut.

Abb. 2: Mittelwerte der wahrgenommenen pluralitätssensiblen Gestaltung des Religionsunterrichts in Abhängigkeit vom Bundesland

Im Einzelnen weist Brandenburg mit einem Mittelwert von M = 3.15 die am stärksten ausgeprägte Wahrnehmung von Pluralitätssensibilität auf, die mit einer Standardabweichung von SD = .70 gleichzeitig im geringsten Maße schwankt. Als Vertreter des konfessionellen Religionsunterrichts folgt Hessen Brandenburg mit geringem Abstand. Der Mittelwert beträgt M = 3.04, die Standardabweichung ist mit SD = .76 ebenfalls ähnlich gering. Daran schließen Hamburg mit einem Mittelwert von M = 2.91 und Baden-Württemberg mit einem Mittelwert von M = 2.90 an. Die Standardabweichung ist in beiden Bundesländern mit SD = .95 und SD = .91 höher als in Brandenburg und Hessen.

Auch die inferenzstatistische Prüfung der unterrichtsbezogenen Pluralität zwischen den Bundesländern ergab keine statistisch signifikanten Unterschiede zwischen den untersuchten Gruppen, Welch-Test F(3, 112,515) = 1.055, p = .371. Folglich müssen analog zur wahr­ge­nommen Wirksamkeit die zuvor beschriebenen Unterschiede in der unterrichtsbezogenen Pluralität zwischen Hamburg, Baden-Württemberg, Hessen und Brandenburg mit zufälligen Variationen begründet werden. Die aufgestellte Nullhypothese muss auch in diesem Fall aufrechterhalten werden. Es gibt keinen signifikanten Unterschied zwischen den Bundesländern.

5 Diskussion

Der Religionsunterricht im Allgemeinen und der konfessionelle Religionsunterricht nach Artikel 7,3 GG im Besonderen verändert sich grundlegend. So nimmt der Anteil evangelischer Schüler:innen an der Gesamtschüler:innenschaft tendenziell ab, zugleich ist die am evangelischen Religionsunterricht teilnehmende Schüler:innenschaft deutlich vielfältiger geworden (Gennerich et al., 2019, S. 144–146). Angesichts dieser Veränderungen sieht sich der Religionsunterricht kritischen Anfragen ausgesetzt, wie zahlreiche Publikationen, öffentliche Diskurse und jüngst die KMU VI unterstreichen (vgl. Hock et al., 2024). Diesen Entwicklungen wird auf der organisationalen Ebene mit alternativen Formen des Religionsunterrichts begegnet: (a) durch Beibehaltung, Ausbau und flexible Anpassung bestehender Strukturen, (b) durch Zusammenführung verschiedener Konfessionen einer Religion in gemeinsame Lerngruppen, (c) durch Einführung eines multireligiösen Religionsunterrichts bei dem Schüler unterschiedlicher Religionen gemeinsam unterrichtet werden, und (d) durch Einführung eines allgemeinen Religions- und Weltanschauungsunterrichts (Schröder, 2014b, S. 11–15).

Alle vier Modelle des Religionsunterrichts eint, einen angemessenen, jedoch gleichsam differierenden Umgang mit Pluralität realisieren zu wollen (Schröder, 2014b, S. 15). Dieser Beitrag zeigt gleichsam, dass sich der Religionsunterricht der Bundesländer in der Wahrnehmung der Befragten zum einen marginal und zum andern nicht statistisch signifikant unterscheidet.Dies gilt gleichermaßen für die wahrgenommene Wirksamkeit wie für die zugeschriebene unterrichtsbezogene Pluralität. Der größte Unterschied in der wahr­genommenen Wirksamkeit der Bundesländer liegt in einem Wertebereich von 1 bis 4 bei M = .25. Mit einer Differenz von M = .27 ist der größte Unterschied in der unterrichts­bezogenen Pluralität der Bundesländer ebenfalls geringfügig. Die einfaktoriellen Varianz­analysen zeigen in inferenzstatistischer Hinsicht, dass diese Unterschiede wahrscheinlich auf Zufall beruhen. Die oben formulierten Hypothesen müssen folglich abgelehnt werden und können nicht auf die Grund­gesamtheit verallgemeinert werden; zwischen den vier Bundesländern und ihren Organisationsformen des Religionsunterrichts bestehen in der Wahrnehmung der Befragten weder signifikante Unterschiede bezüglich der wahrgenommenen Wirksamkeit (Ablehnung von Hypothese 1) noch bezüglich der unterrichtsbezogenen Pluralität (Ablehnung von Hypothese 2). Die Diskrepanz zwischen der verhaltenen Erwartung, dass Unterschiede zwischen den Bundesländern erwartbar sind und den hier berichteten Ergebnissen führt zu der Vermutung, dass die äußere Organisationsform alleine noch kein Garant für die Wirksamkeit des Religionsunterrichts auf der Ebene des Schüler:innenurteils darstellt. Entsprechend sind Perspektiven über die Organisationsformen des Religionsunterrichts hinaus zu diskutieren.

Die Wirksamkeit des Religionsunterrichts wird unabhängig vom Bundesland auf einem geringen Niveau wahrgenommen. Unser Literaturüberblick in Abschnitt 2 hatte gezeigt, dass die Bewertungen der Schüler:innen sich in einer gewissen Bandbreite bewegen können, so dass hier noch einmal zu fragen ist, ob es sich tatsächlich um einen erwartbaren Befund handelt.

Einerseits sprechen Albert Biesinger, Jörg Conrad, Matthias Gronover und Friedrich Schweitzer (2006, S. 35–39) im Kontext von Forschungen zur konfessionellen Kooperation sehr eingeschränkt von Wirkungen aufgrund des Wechsels der organisatorischen Form, da sie neben einem Wissenszuwachs keine Einstellungsänderungen oder ein verstärktes Interesse an konfessionellen Fragen nachweisen können. Auch den Selbsteinschätzungen der Lehrkräfte von Carsten Gennerich und Reinhold Mokrosch (2016a, S. 101–102) zufolge, resultiert aus dem kooperativ-konfessionellen Modell kein besseres Verständnis für ökumenische Themen wie der Konfirmation und Kommunion oder der Eucharistie und dem Abendmahl. Eine Verbesserung des Verständnisses der eigenen und anderen Konfession oder ein Dialog zwischen den Schüler:innen geht ebenfalls nicht aus den Daten hervor. Dies gilt ebenso für die Fähigkeit zum interkonfessionellen Perspektivenwechsel, die von der Mehrheit der Schüler:innen nicht gezeigt werden kann (Gennerich et al., 2021, S. 88). Auch Barbara Asbrand (2000) konstatiert, dass eine multireligiöse Zusammensetzung des Religionsunterrichts nicht zwangsläufig zu interreligiösen Lernprozessen führt. Bleiben religiöse Phänomene allgemein und ohne konkrete Zuordnung in einen Kontext, können Kinder das Behandelte nicht in ihr Orientierungssystem integrieren (Asbrand, 2000, S. 235). Wirkungen bezogen auf den Religionsunterricht zu konstatieren, ist offenbar voraussetzungsreich.

Anderseits sei auch noch mal an den Item-Wortlaut erinnert. Neben der Besuchsmotivation (Gefallen, Interesse) und Einstellungsänderungen liegt ein deutlicher Akzent auf der Lebens­relevanz des Unterrichts: er habe „für mein Leben etwas gebracht“ und geholfen „mich bei Fragen des Lebens zu orientieren und bestimmte Entscheidungen zu treffen“. Die Reliabilität der Skala indiziert dabei, dass auch das Gefallen und das Interesse von der Lebens­relevanz des Religions­unterrichts her bestimmt ist. Die Lebensrelevanz ist nun aber auch ein großes und herausforderndes Diskursthema der Religionspädagogik (vgl. Gennerich, 2010).

So bestätigen Studien einen mangelnden Anschluss religiöser Deutungen an die lebensweltliche Situation der Schüler:innen. Gennerich und Mirjam Zimmermann (2016b, S. 100 u. 127–128) haben zeigen können, dass sich Abmeldungen vom Religionsunterricht über den fehlenden Anschluss der unterrichteten Inhalte an die Lebenswelt der Jugendlichen erklären lassen. Denn offenbar sind die unterrichteten Inhalte eher konservativ und ihre Darstellung verliert den Anschluss an die adoleszente Autonomieentwicklung. Daraus aufbauend zeigen Gennerich und Zimmermann (2020, S. 146–150 u. 185–191), dass progressive Interpretationen von biblischen Geschichten Schüler:innen im Jugendalter besser gefallen als konservative Interpretationen. Da jedoch allgemein die biblischen Geschichten eher konservativ wahrgenommen werden, finden diese bei konservativen Schüler:innen eine größere Akzeptanz. Daraus lässt sich schlussfolgern, dass es eine Herausforderung für den Religionsunterricht ist, der Autonomieentwicklung im Jugendalter gerecht zu werden und in dieser Situation den lebensweltlichen Anschluss herzustellen. Als Beispiel für eine solche Herausforderung kann bereits das Thema der Gottesbilder darstellen. Gennerich (2011) zeigt, dass das Wort „Gott“ von Schüler:innen in der Regel als „Konvention“ missverstanden wird, so dass „Gott“ der Konventionskritik des Jugendalters anheimfällt. Im Sinne einer Tillichschen Balance von Gott als personales Gegenüber, das konkret erfahrbar ist, auf der einen Seite und Gott als nonpersonale Kategorie für den letzten Horizont des Seins auf der anderen Seite, könnte „Gott“ lebendig in der Schwebe bleiben, ohne einseitig festgelegt zu werden, so dass Gott/Religion/Glaube überhaupt unbedingt angehen kann.

Die Pluralität des Religionsunterrichts wird ebenfalls in allen vier untersuchten Bundesländern gleich wahrgenommen. Jedoch im Gegensatz zur „Wirksamkeit“ wird dem Religionsunterricht relativ klar Pluralität bescheinigt. Die Ergebnisse bestätigen daher die Studie von Johanna Hock und David Käbisch (2023, S. 343–347), die ebenfalls vier Bundesländer im Vergleich analysiert haben (Hamburg, Brandburg, Hessen und Niedersachsen). Neben der Berücksichtigung eines weiteren Bundeslandes (Baden-Württemberg) konnte in unserer Studie für Hamburg auch die Stichprobe substantiell vergrößert werden (N = 65 statt lediglich N = 24 in der KMU VI). Die Äquivalenz der Befunde zeigt daher, dass die Befunde offenbar relativ verlässlich und stabil sind.

Hock und Käbisch (2023, S. 344–345) erklärten die für alle Bundesländer vergleichbaren Werte damit, dass unabhängig von der Organisationsform Pluralität in den Curricula angelegt werden kann: So ist der „Religionsunterricht für alle“ explizit interreligiös-dialogisch durch die Zusammensetzung der Schülerschaft aufgebaut (vgl. Jozsa et al., 2009) und der konzeptionell rein konfessionelle Religionsunterricht in Hessen formuliert eine Didaktik des Perspektivenwechsels in seinen Kerncurricula (Gennerich et al., 2021, S. 22–23). Hinzu komme die Kompetenz der Lehrkräfte eine Unterrichtsatmosphäre zu schaffen, in der die eigene Perspektive gewinnbringend ins Gespräch gebracht werden kann (Hock & Käbisch, 2023, S. 345).

Die in unseren Daten zum Ausdruck kommende Parallelität der Befunde in den vier Bundesländern indiziert, dass die Organisationsformen nicht zwingend auf die rückblickende Erinnerung an den Religionsunterricht Einfluss nehmen. Die Schaffung von Raum für die Entfaltung von Pluralitätsfähigkeit muss daher auch auf der unterrichtlichen Ebene diskutiert werden. Dies wird durch den Sachverhalt unterstrichen, dass die Lehrkräfteaus- und Weiterbildung kaum im Blick auf eine informierte Kooperation über Konfessionsgrenzen oder gar Religionsgrenzen hinweg qualifiziert. Deutlich wird dies unter anderem an der mangelnden Fähigkeit, entsprechende Lernaufgaben zum interkonfessionellen Perspektivenwechsel zu konstruieren (Gennerich et al., 2021, S. 66), dem starken Wunsch nach Fortbildungen (Isak, 2009, S. 176) und der kritischen Beurteilung der vorhandenen Unterstützungsangebote, Materialbestände und Fortbildungen (Gennerich & Mokrosch, 2016a, S. 77).

Schließlich ist die Aussagekraft und Reichweite dieser Untersuchung kritisch zu reflektieren. Im Rahmen des Begleitprojekts und der KMU VI wurde lediglich die Wahrnehmung des Religionsunterrichts erfasst, ohne die tatsächliche Wirksamkeit durch standardisierte Tests zu evaluieren. Obwohl eine hohe Korrelation zwischen subjektiver Wahrnehmung und objektiver Leistung angenommen werden kann, sind diese nicht deckungsgleich und können Diskrepanzen aufweisen (vgl. Göllner et al., 2016, S. 76–78). Des Weiteren fokussiert die Skala zur Messung der wahrgenommenen Wirksamkeit des Religionsunterrichts nicht spezifische Lernziele, sondern die Erfüllung eines allgemeinen Bildungsanspruchs im Sinne von persönlicher Lebensbereicherung und Orientierungsfähigkeit. Spezifische Effekte der jeweiligen Organisationsformen können folglich nicht oder allein latent einfließen. Dies gilt im gleichen Maße für die Erfassung der unterrichtsbezogenen Pluralität.

Auch ist auf die verhältnismäßig geringe Stichprobengröße hinzuweisen, die die Möglichkeit einschränkt signifikante Unterschiede zu belegen: Bei einer kleinen Effektstärke von η² = 0.025 im Falle der ersten Varianzanalyse, η² = 0.012 im Falle der zweiten Varianzanalyse müsste der Stichprobenumfang 560 beziehungsweise 1172 betragen, um ein signifikantes Ergebnis auf einem Alphaniveau von .05 und einer Power (Teststärke) von .90 zu erhalten. Trotz der sogar größeren Ausgangsstichprobe sind wir diesen Weg nicht gegangen und haben die Altersgrenze bei 35 Jahren festgelegt. Dadurch ist eine Vergleichbarkeit zu Hock und Käbisch (2023) gegeben und der Zeitraum des Rückblicks wird so eingegrenzt, dass die Organisationsformen des Religionsunterrichts, auf die sich die Bewertungen der Befragten beziehen, hinreichend bestimmbar bleiben.

Literaturverzeichnis

Prof. Dr. Carsten Gennerich, Institut für Theologie, Pädagogische Hochschule Ludwigsburg, Reuteallee 46, 71634 Ludwigsburg

Johanna Hock, Wissenschaftliche Mitarbeiterin am Fachbereich Erziehungswissenschaften der Goethe Universität Frankfurt