Klassenprimus bei durchschnittlicher Intelligenz

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1 Z. Pädagog. Psycho J. R. l. Sparfeldt 24 (2) 2010 et al.: Verlag Overachiever Hans Huber, auf dem Hogrefe Gymnasium AG, Bern Zeitschrift für Pädagogische Psychologie, 24 (2), 2010, Originalartikel Klassenprimus bei durchschnittlicher Intelligenz Overachiever auf dem Gymnasium Jörn R. Sparfeldt 1, Susanne R. Buch 2 und Detlef H. Rost 3 1 Universität Trier, 2 Bergische Universität Wuppertal, 3 Philipps-Universität Marburg Zusammenfassung. In einer explorativen Studie werden Overachiever (Jahrgangsstufenbeste, durchschnittliche Intelligenz) unter Kontrolle von Geschlecht, Klassenstufe (9. Klasse), Schulform (Gymnasium) und sozioökonomischem Status mit Average Achievern (vergleichbare durchschnittliche Intelligenz; niedrigere, aber durchschnittliche Schulleistungen) und mit High Achievern (vergleichbare exzellente Schulleistungen; höhere, deutlich überdurchschnittliche Intelligenz) in diversen Variablen (Selbstkonzeptfacetten, schulbezogene Kompetenz- und Kontrollüberzeugungen, Attributionen in Mathematik und Deutsch, Motivation, Abiturquoten, Abiturdurchschnittsnoten, Studienquoten) verglichen. Overachiever wiesen (bei vergleichbaren Abiturleistungen und Studierendenquoten) in einigen schulnahen Variablen ungünstigere Ausprägungen als High Achiever auf (Begabungseffekt). Deutlichere Unterschiede zeigten sich beim Vergleich der Overachiever mit Average Achievern zugunsten der Overachiever (z. B. in schulischen Selbstkonzepten; Schulleistungseffekt). Mehr Overachiever als Average Achiever machten Abitur (mit besseren Zensuren) und begannen ein Studium. Schlüsselwörter: Hochleistung, Overachievement, Marburger Hochbegabtenprojekt, Jugendliche Excellent Scholastic Achievement with Average Intelligence Overachievement in Secondary School Abstract. In an explorative study, we compared overachievers (best students of their year; average intelligence) with matched average achievers (similar average intelligence; lower, average scholastic achievement) and with high achievers (similar excellent scholastic achievement; above average intelligence). Control variables were gender, academic year, track (Gymnasium), and socio-economic status. Dependent variables were self-concept, competence and control beliefs, scholastic attributions, motivational orientation, high school graduation and grades, and undergraduate studies. Overachievers were very similar to high achievers regarding academic success. Concerning the academic psychological variables, high achievers reached mostly more positive values. More substantial differences appeared while comparing overachievers with average achievers, with overachievers reaching more positive values (e.g., regarding academic self-concepts). More overachievers than average achievers graduated from the highest high school track (with higher grade point averages) and started undergraduate studies. Keywords: scholastic achievement, overachievement, adolescents, Marburg Giftedness Study 1 Ausgangslage Während erwartungswidrig schlecht leistenden Schülern 1 (Underachiever, UA) in Forschung und Praxis Aufmerksamkeit gewidmet wurde, hat man erwartungswidrig gut leistende Schüler (Overachiever, OA), abgesehen von Einzelfallbeschreibungen (vgl. Tacke, 1995, S. 2), weitgehend vernachlässigt (vgl. z. B. Klauer & Leutner, 2007, S. 283), da in diesen Fällen naheliegenderweise kein Interventionsbedarf besteht (vgl. z. B. Sparfeldt & Buch, 2010). Das Phänomen sehr guter Schulleistungen bei höchstens durchschnittlicher Intelligenz steht im Zentrum dieser Studie. Zweifellos ist die allgemeine Intelligenz für schulischakademischen Erfolg hoch bedeutsam (vgl. z. B. Jensen, 1998; Rost, 2009c, S ). Schulleistungen und IQ korrelieren im Mittel um r =.5 (vgl. z. B. Deary, Strand, Smith & Fernandes, 2007; Gustafsson & Undheim, 1996; Helmke & Schrader, 2010). Üblicherweise wird eine 1 Im allgemeinen Fall verwenden wir stets die männliche Form. DOI / /a000012

2 148 J. R. Sparfeldt et al.: Overachiever auf dem Gymnasium überdurchschnittliche Intelligenz als notwendige, wenn auch nicht hinreichende Voraussetzung (sehr) guter Schulleistungen angenommen. Daher basiert die Erwartungsbildung bei der definitorischen Bestimmung von OA und UA insbesondere im regressionsbasierten Ansatz (vgl. schon Thorndike, 1963) häufig auf der allgemeinen Intelligenz (Prädiktor: IQ, Kriterium: Schulleistung); die gezeigten Schülerleistungen können im Bereich der so zu erwartenden Schulleistungen (Achiever, A), erheblich darunter (UA) oder erheblich darüber (OA) liegen. Das Konzept erwartungswidriger Schulleistungen wurde vielfach inhaltlich und methodisch kritisiert (vgl. Sparfeldt & Buch, 2010). Problematisch erscheinen u. a. die relative Willkürlichkeit der festzusetzenden Diskrepanz, die Annahme der identischen Häufigkeit von UA und OA (im regressionsbasierten Ansatz) sowie die Frage des größeren Messfehlers (mit der Gefahr instabiler Diagnosen). So ist es bei mittelhoch korrelierenden Merkmalen sinnvoll, nur größere, pädagogisch-psychologisch relevante Diskrepanzen zwischen tatsächlicher und vorhergesagter Leistung als «erwartungswidrig» zu klassifizieren (mit nur wenigen OA und UA). Ergänzend empfiehlt sich, neben der relativen Diskrepanzdefinition ein inhaltliches Leistungskriterium zu ergänzen (vgl. Hanses & Rost, 1998). Bei der Operationalisierung von Overachievement bei durchschnittlich Begabten ist demnach eine inhaltlich-absolute Leistungsuntergrenze empfehlenswert, also ein Extremgruppendesign. Zur Messfehlerproblematik lässt sich für hochbegabte UA festhalten, dass das Phänomen über einen längeren Zeitraum stabil zu sein scheint (Sparfeldt, Schilling & Rost, 2006) und sich (relativ) replikationsstabil konsistente Unterschiede zuungunsten von UA in bestimmten Variablen zeigen (vgl. Sparfeldt & Buch, 2010). Vor dem Hintergrund positiver Korrelationen zwischen Schulleistungen und verschiedenen Variablen (wie schulische Selbstkonzepte) sollten sich OA in eben diesen Variablen von begabungsgleichen, aber schulleistungsschlechteren Mitschülern (Average Achiever, AA) positiv abheben; hingegen sollten OA nicht (substanziell) von schulleistungsgleichen Mitschülern mit höherer Begabung differieren es sei denn, man vermutet über die durch Zensuren vermittelten Leistungsrückmeldungen hinausgehende Hinweise auf Begabungsdifferenzen mit entsprechenden Konsequenzen. Dann sollten OA ungünstigere Variablenausprägungen als diese Vergleichsschüler aufweisen. Bisher wird leider nur selten zwischen beiden Vergleichsgruppen unterschieden. Vermutlich variieren Korrelate und Konsequenzen von Overachievement auch mit den Leistungsanforderungen und der Leistungshöhe. So wären in höheren Klassenstufen gute Begabung und überdurchschnittliche Anstrengungen zum Erreichen sehr guter Leistungen nötig. Gelegentlich wurde gar vermutet, bei OA bestehe ein besonderes «Risiko der Selbstüberforderung» (Rösler, Biele & Lange, 1988, S. 26) mit negativen Konsequenzen. Obwohl entsprechende Vermutungen vornehmlich in (häufig klinischen) Einzelfallanalysen geäußert werden, steht eine Klärung noch aus. Zusammenfassend stellte Weinert schon 1965 (S. 25) fest, dass dahingehend «Übereinstimmung... besteht..., daß Overachievement in der Regel... mit einer zuverlässigeren und ökonomischeren Arbeitshaltung, mit besserer intellektueller Kontrolle, mit einem geringeren Grad an affektiver Störbarkeit, mit einem realistischeren und positiv getönten Selbstbild und einer stärkeren Zukunftsorientiertheit (verbunden ist)» (vgl. zu Copingstrategien auch Parsons, Frydenberg & Poole, 1996, sowie Kühn, 1982). Entsprechend fand Kemmler (1975) bei männlichen OA in der Grundschule im Vergleich zu begabungsgleichen Mitschülern mit schlechteren Schulleistungen eine bessere Schulanpassung (z. B. fleißiger; besseres Benehmen; weniger Schwierigkeiten bei den Hausaufgaben; lieber zur Schule gehen; leichter ruhig sitzen können). Erwartungsgemäß und erwartungswidrig gute männliche Schüler unterschieden sich in diesen Variablen nicht (ähnlich bei Schülerinnen). Insgesamt korrespondierte das Selbstbild mit den Schulleistungen (und weniger der Begabung); Kemmler folgerte (1975, S. 114): «Je ungestörter also die kindliche Persönlichkeit ist, um so eher kann die Intelligenz überstiegen werden». In einer neueren OA-Studie fand Tacke (1995) bei Gymnasiasten der 10. Klassenstufe in Kompetenz- und Kontrollüberzeugungen (Primär- und Sekundärskalen; vgl. Krampen, 1991) keine substanziellen Differenzen (d = 0.20; standardisiert an der Streuung der Gesamtstichprobe) zwischen OA und der Gesamtstichprobe. Inwieweit dies jedoch auf Spezifika ihrer Untersuchung zurückgeht (z. B. definierte sie 234[!] der insgesamt 501 untersuchten Zehntklässler als OA), ist eine offen Frage. Vor dem Hintergrund des Mangels an einschlägigen Arbeiten vergleichen wir explorativ durchschnittlich intelligente und sehr gut leistende OA mit (1) sehr intelligenten und ihrer Intelligenz entsprechend auf dem Gymnasium sehr gut leistenden Schülern (intelligenzdifferent, schulleistungsgleich; High Achiever: HA) und mit (2) durchschnittlich intelligenten und entsprechend ihrer Intelligenz auf dem Gymnasium mäßig leistenden Schülern (intelligenzgleich, schulleistungsdifferent; Average Achiever: AA) in folgenden schulnahen und schulferneren Variablen: Selbstkonzeptfacetten, schulbezogene Kompetenz- und Kontrollüberzeugungen, Attributionen in «Mathematik» und «Deutsch», Motivation, Abiturquoten, Abiturdurchschnittsnoten und Studienquoten. Aus den spärlichen Befunden lassen sich insbesondere gegen Ende der anspruchsvolleren gymnasialen Mittelstufe kaum konkrete Erwartungen ableiten: Für die Vergleiche von OA mit AA vermuten wir deutlichere Differenzen in mit Schulleistungen korrelierenden Variablen (z. B. schulische Selbstkonzepte); hingegen sollten OA und HA diesbezüglich nicht oder wenig differieren.

3 J. R. Sparfeldt et al.: Overachiever auf dem Gymnasium Methode 2.1 Stichprobe Im Marburger Hochbegabtenprojekt 2 (Rost, 1993, 2009a) wurde eine von der Begabungsstichprobe unabhängige Leistungsstichprobe rekrutiert (vgl. Rost, 2009b). Über die Schulleitungen von 86 Gymnasien wurden die Klassenlehrkräfte gebeten, jeweils den klassenbesten Schüler zu nominieren (nach dem Mittelwert folgender Fächer auf dem Versetzungszeugnis in die neunte Klasse: Mathematik, Deutsch, erste Fremdsprache, Physik wenn nicht unterrichtet: Chemie und, falls unterrichtet, Biologie). Ergänzend wurden die Lehrkräfte aufgefordert anzugeben, ob sie den ausgewählten Schüler zusätzlich auch für einen der drei jahrgangsstufenbesten Schüler der Schule hielten. (Da in Thüringen keine Zensuren erfragt werden durften, benannten die Klassenlehrkräfte direkt den jahrgangsstufenbesten Schüler.) Insgesamt wurden so N = 362 leistungsstarke Schüler aus k = 288 Klassen nominiert. Um die Schulgröße zu berücksichtigen, wählten wir in Schulen mit maximal drei bzw. vier oder fünf bzw. mindestens sechs Klassen aus dem Kreis der durch die Lehrkräfte Nominierten jeweils einen bzw. zwei bzw. drei Schüler wie folgt aus: (1) Notendurchschnitt von 1.4 oder besser in den (Haupt-)Fächern; (2) ggf. weitere Schüler gemäß ihrem Notenschnitt in den (Haupt-)Fächern, falls dieser nicht schlechter als 1.9 ausfiel; (3) da Lehrkräfte mehr Schülerinnen als Schüler (auch bei Berücksichtigung der differenten Anteiligkeiten unter Gymnasiasten) nominierten, wurde bei gleichem Notenschnitt und unterschiedlichem Geschlecht der Schüler und nicht die Schülerin ausgewählt; (4) war nach den bisherigen Kriterien die leistungsstärkere Person nicht eindeutig zu identifizieren, entschied die Lehrereinschätzung «Jahrgangsstufenbester»; (5) falls immer noch keine eindeutige Zuordnung möglich war, entschied der Zensurenschnitt aller Fächer. Von den so ausgewählten 143 Schülern entschlossen sich 13, nicht weiter an der Studie teilzunehmen; in vier Fällen konnte Ersatz gefunden werden, so dass n = 134 Hochleistende resultierten. Außerdem sollten die Lehrkräfte zu jedem von ihnen nominierten klassenbesten Schüler jeweils einen Vergleichsschüler benennen, der (1) jenem hinsichtlich besuchter Klassenstufe, Geschlecht und sozioökonomischem Hintergrund gleichen bzw. möglichst ähnlich sein sollte, (2) in den (Haupt-)Fächern lediglich durchschnittliche bis ausreichende Zensuren haben sollte (aber nicht versetzungsgefährdet war) und (3) nach Lehrereinschätzung nicht wegen mangelnder Anstrengung oder Motivation bei vermuteter hoher Intelligenz derart «schlechte» Schulleistungen erbrachte. Nicht immer konnte ein passender Vergleichsschüler gefunden werden (n = 122 durchschnittlich Leistende). Zur Erfassung der allgemeinen Intelligenz im Sinne des Spearmanschen g-faktors verwendeten wir eine zeitlich parallel normierte (N = 919 Schüler der 9. Klassenstufe; vgl. Hanses, 2009) Intelligenztestbatterie (Zahlenreihen [ZR] und Sprachliche Analogien [ANA] des Intelligenz-Struktur-Test, Amthauer, 1970; Untertest 3 Symbolreihen [SR] des Leistungsprüfsystems, Horn, 1983; Zahlen-Verbindungs-Test [ZVT], Oswald & Roth, 1987; Ladungen auf der ersten unrotierten Hauptkomponente [PCA; zur extrem hohen Übereinstimmung verschiedener Methoden zur Definition von g vgl. z. B. Jensen & Weng, 1994; siehe auch Ree & Earles, 1991] Kombinationswert ZR plus SR: a = 0.86; ANA: a =0.70; ZVT: a = 0.69; vgl. Hanses, 2009, S. 118; Rost, 2009a). Mittels der an dieser Normstichprobe erhobenen Ladungsgewichte und Kennwerte (Mittelwerte, Streuungen) bestimmten wir die allgemeine Intelligenz der Hochleistenden und durchschnittlich Leistenden. Aus der Gruppe der Hochleistenden identifizierten wir 22 Overachiever (8 männlich, 14 weiblich, für eine weitere Schülerin konnte keine geeignete Vergleichsschülerin gefunden werden, s. u.), die bei lediglich durchschnittlicher Intelligenz (IQ < 106; IQ = 101, S =3.6) exzellente Schulleistungen erbrachten (Hauptfachnotendurchschnitt: 1.4, S = 0.2). Anschließend bildeten wir zwei nach Geschlecht und sozioökonomischem Status parallelisierte Vergleichsgruppen erwartungsgemäß leistender Schüler: Aus der Gruppe der Hochleistenden stellten wir mit den Overachievern (OA) schulleistungsgleiche (M = 1.4, S = 0.4), aber intelligentere (IQ = 125, S = 6.1) High Achiever (HA) zusammen. Hingegen waren Average Achiever (AA, aus der Gruppe durchschnittlich Leistender) hinsichtlich ihrer Intelligenz mit den OA vergleichbar (IQ = 100, S = 4.2), hatten aber schlechtere Schulleistungen (M = 3.3, S = 0.4). Die drei Gruppen waren hinsichtlich des sozioökonomischen Hintergrunds gut vergleichbar (operationalisiert durch den für das Bildungsverhalten relevanten sozialen Status BRSS in Anlehnung an Bauer, 1972; vgl. Rost & Hanses, 1995: OA/HA/AA: M = 15.8/16.0/15.1, S = 4.2/4.2/3.8). 2.2 Datenerhebung und Variablen Zentrale Daten wurden durch geschulte Untersucherinnen (Dipl.-Psychologinnen, eine Dipl.-Pädagogin) in den Familien im Schuljahr 1995/1996 erfasst und durch postalische Erhebungen ergänzt (im Folgenden jeweils erwähnt). 2 Die vorliegende Arbeit entstand im Rahmen des Marburger Hochbegabtenprojekts. Das Projekt wurde ab 1987 vom Bundesministerium für Bildung und Wissenschaft (BMBW, Förderkennzeichen: B ) und ab 1993 vom Bundesministerium für Bildung, Wissenschaft, Forschung und Technologie (BMFT, Förderkennzeichen: B B) finanziell gefördert. Die Verantwortung für den Inhalt des Beitrags liegt bei den Autoren.

4 150 J. R. Sparfeldt et al.: Overachiever auf dem Gymnasium Selbstkonzept Wir administrierten die Skala zur Erfassung des Selbstkonzepts schulischer Leistungen und Fähigkeiten (SKSLF;Rost & Lamsfuß, 1992; 10 Items; sechsstufige Skala: [1] «trifft gar nicht zu» bis [6] «trifft vollständig zu»; α =.88 3 ;z.b.«ich gehöre in der Schule zu den Besten»). Ein Jahr später erfassten wir postalisch mit ausgewählten Kurzformskalen der von Hörmann (1986) vorgenommenen deutschen Adaptation des Self-Description-Questionnaire (SDQ-III; Marsh & O Neill, 1984) drei Aspekte des sozialen und schulischen Selbstkonzepts (8 Items pro Skala; sechsstufiges Antwortformat): (1) Mathematik (α =.93; z. B. «Ich bin ziemlich gut in Mathematik und Rechnen»), (2) Sprache (α =.88; z. B. «Ich kann mich sprachlich gut ausdrücken»), (3) Kreativität und Problemlösen (α =.82; z. B. «Ich habe häufig kluge Einfälle und Ideen»), (4) soziale Beziehungen zum anderen Geschlecht (α =.91; z. B. «Es fällt mir leicht, mit Personen des anderen Geschlechts Freundschaft zu schließen»), (5) soziale Beziehungen zum eigenen Geschlecht (α =.80; z. B. «Ich kann mich gut mit Personen meines Geschlechts unterhalten») und (6) Beziehungen zu den Eltern (α =.87; z. B. «Meine Eltern verstehen mich»). Höhere Werte entsprechen jeweils einer höheren Selbstkonzeptausprägung. Schulbezogene Kompetenz- und Kontrollüberzeugungen Anknüpfend an Skinner, Chapman und Baltes (1988) erhoben wir vier «Kompetenzüberzeugungen» (als Assoziation zwischen Person und zielführenden Mitteln): die internalen Aspekte Fähigkeit/Begabung (5 Items; α =.85; z. B. «Ich bin eher jemand, dem in der Schule alles leicht fällt») und Anstrengung (2 Items; α =.59; z. B. «Es fällt mir leicht, mir für eine gute Zensur auch viel Mühe zu geben») sowie die externalen Glück/Zufall (3 Items; α =.68; z. B. «Ich habe in Klassenarbeiten ziemlich viel Glück») und Unterstützung durch andere (4 Items; α =.39; z. B. «Wenn ich eine Aufgabe nicht verstehe, finde ich immer jemanden, der sie mir richtig erklärt»). Außerdem wurden die beiden «Kontrollerwartungen» (als Assoziationen zwischen Person und Handlungsziel) Kontrolle über Leistungen (5 Items; α =.78; z. B. «Wenn ich in einer Klassenarbeit eine gute Zensur schreiben will, dann schaffe ich das auch») und Kontrolle über Lob (5 Items; α =.62; z. B. «Wenn ich mir vornehme, dass der Lehrer mich im Unterricht lobt, dann gelingt mir das auch») erfasst (vierstufiges Antwortformat: ([1] «stimmt nicht» bis [4] «stimmt genau»). Attributionen in Mathematik und Deutsch Getrennt für die beiden Schulfächer «Mathematik» und «Deutsch» sowie für Erfolg (Einleitung: «Wenn ich in... besonders erfolgreich war, dann lag es meistens daran, dass...») und Misserfolg (Einleitung: «Wenn ich in... besonders schlecht war, dann lag es meistens daran, dass...») wurden zwei Jahre nach der Erhebung in den Familien mit einer Erweiterung eines von Hanses (1995) angelehnt an Widdel (1977) und Dörner (1993) zusammengestellten Fragebogens auf vier zentrale Faktoren bezogene Attributionen erhoben (sechsstufiges Antwortformat: [1] «trifft gar nicht zu» bis [6] «trifft vollständig zu»; vgl. Schütz, 2004): Begabung (jeweils 3 Items; α =.87/.76/.90/.83 [Erfolg Mathematik/Erfolg Deutsch/Misserfolg Mathematik/Misserfolg Deutsch]; z. B. «... ich für... besonders begabt/nicht besonders begabt bin»), Anstrengung (jeweils 3 Items; α =.70/.62/.63/.62; z. B. «... ich für die Klassenarbeit besonders viel/nicht viel gelernt habe»), Schwierigkeit (jeweils 2 Items; α =.76/.73/.80/.73; z. B. «... die Arbeit ziemlich leicht/schwer war») und Zufall (jeweils 3 Items; α =.68/.70/.61/.60; z. B. «... mir zufällig das Richtige/nicht das Richtige eingefallen ist») ergänzt um Attributionen (Erfolg, Misserfolg) auf die Lehrkraft (jeweils 3 Items; α =.34/.41/.46/.61; z. B. «... der Lehrer/die Lehrerin den Stoff gut/schlecht erklärt hat»). Von einem AA liegen keine Attributionsangaben vor. Motivation Aus Harters Fragebogen (1981, 1988) wurden die fünf projektintern modifizierten, gekürzten und übersetzten Aspekte intrinsischer versus extrinsischer Orientierung zu einem aus 15 Items (sechsstufiges Antwortformat) gebildeten Gesamtwert zusammengefasst (α =.80; z. B. «Manche Jugendliche sind neugierig und finden, daß vieles, was sie in der Schule lernen, interessant ist» vs. «Andere Jugendliche sind nicht neugierig auf das, was sie in der Schule lernen»). Hohe Skalenwerte indizieren eine extrinsische Orientierung. Ergänzend gaben wir die projektintern sprachlich geringfügig modifizierte und gekürzte (dichotomes Antwortformat wie im Original; vgl. Freund-Braier, 2001) Motiv- Skala Schulischer Ehrgeiz (6 Items; α =.62; z. B. «Ich arbeite gern für die Schule») aus dem Persönlichkeitsfragebogen für Kinder (Seitz & Rausche, 1976) vor. Abitur und Studium Rund fünf Jahre nach den Erhebungen in den Familien erfragten wir per Post, ob die Schule mit dem Abitur abgeschlossen wurde (und ggf. die Abiturnote). In den Jahren 2003 und 2006 (bis zu elf Jahre nach der Untersuchung in der neunten Klasse) erhoben wir per Post, wer ein Studium begonnen hatte. Die gelegentlich niedrigen Homogenitäten als Schätzungen der unteren Grenze der Reliabilität wurden bei der 3 Sämtliche psychometrischen Kennwerte wurden anhand der Gesamt-Leistungsstichprobe (N = 256) des Marburger Hochbegabtenprojekts ermittelt.

5 J. R. Sparfeldt et al.: Overachiever auf dem Gymnasium 151 Interpretation entsprechend berücksichtigt. Erwartungsgemäß ergaben sich teilweise deutliche Zusammenhänge der «abhängigen Variablen» (ermittelt an der Gesamt-Leistungsstichprobe). Beispielsweise korrelierten die schulischen Selbstkonzeptfacetten (z. B. SKSLF/SDQ-Mathematik: r =.53; SKSLF/SDQ-verbal: r =.50), aber auch die sozialen Selbstkonzeptfacetten substanziell (z. B. Beziehungen zum eigenen/anderen Geschlecht: r =.37), während die Beziehungen zwischen diesen Bereichen niedriger lagen (z. B. SDQ-Mathematik/soziale Beziehungen zum eigenen bzw. anderen Geschlecht: r =.02 bzw..03). Dieses differenzielle Beziehungsmuster weist auf die konvergentdiskriminante Validität der eingesetzten Instrumente hin Auswertung Sämtliche Analysen erfolgten getrennt für den Vergleich der OA einerseits mit den HA («Begabungseffekt») und andererseits mit den AA («Schulleistungseffekt»). Bei der Interpretation von Gruppenunterschieden stützen wir uns wegen der kleinen Stichproben und des explorativen Charakters auf Effektstärken. Bei d = 0.35/0.50/0.80 sprechen wir von einem (praktisch) kleinen/mittleren/großen Effekt. Zur Berechnung von d wurden Gruppendifferenzen jeweils an den Standardabweichungen der (Gesamt-)Leistungsstichprobe relativiert. Eine positive Effektstärke d indiziert stets, dass OA in der entsprechenden Variable eine höhere Skalenausprägung als die Vergleichsgruppenjugendlichen aufwiesen. Zur Bewertung der Differenzen in den Anteiligkeiten (Abitur, Studium) wird das Effektstärkenmaß h herangezogen ( h 0.20/0.50/0.80 entsprechen einem kleinen/mittleren/großen Effekt, vgl. Cohen, 1988). Ergänzend berichten wir die exakten Überschreitungswahrscheinlichkeiten (t-tests bzw. Fishers exact probability test). Als Orientierung sei angeführt, dass bei der Durchführung eines t-tests für unabhängige Stichproben mit n = 22 pro Gruppe und α =.05/.10/.15 sowie zwei- bzw. einseitiger Testung Effekte von d = 0.61/0.51/0.44 bzw. d = 0.51/0.39/0.32 statistisch signifikant wären. 3 Ergebnisse Mittelwerte, Streuungen und Ergebnisse der Gruppenvergleiche finden sich in Tabelle 1. Selbstkonzepte Overachiever (OA) hatten verglichen mit High Achievern (HA) niedrigere Selbstkonzepte schulischer Leistungen und Fähigkeiten (SKSLF, kleiner Effekt) sowie «Mathematik» und «Kreativität» (jeweils mittlerer Effekt). Verglichen mit Average Achievern (AA) berichteten OA höhere schulische Selbstkonzepte (SKSLF, großer Effekt; Mathematik und Sprache, mittlerer Effekt). Außerdem gaben OA höhere Selbstkonzepte der «Beziehungen zu den Eltern» als beide Vergleichsgruppen (kleiner bzw. mittlerer Effekt) und geringere Selbstkonzepte des Umgangs mit Peers des anderen Geschlechts als AA an (kleiner Effekt). Schulbezogene Kompetenz- und Kontrollüberzeugungen OA berichteten verglichen mit HA niedrigere Kompetenzüberzeugungen eigener «Fähigkeit/Begabung» (kleiner Effekt) und eigenen «Glücks/Zufalls» (mittlerer Effekt) sowie mehr Unterstützung von anderen (kleiner Effekt). OA waren stärker als AA davon überzeugt, über eigene «Fähigkeit/Begabung» und «Anstrengung» (jeweils großer Effekt), aber auch «Glück/Zufall» (mittlerer Effekt) zu verfügen, sowie den Erhalt von Leistungen (großer Effekt) und Lob (mittlerer Effekt) kontrollieren zu können. Attributionen in Mathematik und Deutsch OA attribuierten Erfolg in Mathematik weniger auf «Fähigkeit/Begabung» als HA und Misserfolg in Mathematik eher auf einen Fähigkeits-/Begabungsmangel (jeweils mittlerer Effekt). Schlechte Leistungen in Deutsch führten sie häufiger als HA auf die Lehrkraft zurück (kleiner Effekt). OA attribuierten in Mathematik verglichen mit AA im Erfolgsfall seltener auf «Glück» (mittlerer Effekt), die «Lehrkraft» (kleiner Effekt) und häufiger auf «Begabung» (kleiner Effekt). Misserfolge in Mathematik führten OA seltener auf einen Mangel an «Begabung» (großer Effekt), «Anstrengung» (kleiner Effekt) und «Glück» (kleiner Effekt) sowie (ungünstiges) Verhalten der «Lehrkraft» (mittlerer Effekt) zurück. In Deutsch attribuierten OA Erfolg stärker auf «Fähigkeit/Begabung» (mittlerer Effekt) und seltener auf «Glück» (großer Effekt) als AA; entsprechend führten OA Misserfolg in Deutsch seltener auf einen Begabungs- (großer Effekt) und Anstrengungsmangel (mittlerer Effekt) sowie weniger auf das fehlende Geschick der «Lehrkraft» (kleiner Effekt) zurück. Motivation Während sich OA im Mittel nicht bedeutsam von HA unterschieden, tendierten sie stärker als AA hin zum intrinsischen Pol (großer Effekt) und gaben mehr schulischen Ehrgeiz an (mittlerer Effekt). 4 Tabellen mit sämtlichen Interkorrelationen können bei uns angefordert werden.

6 152 J. R. Sparfeldt et al.: Overachiever auf dem Gymnasium Tabelle 1 Mittelwerte (M) und Standardabweichungen (S) sowie Effektstärken (d) und Überschreitungswahrscheinlichkeiten (p) der Gruppenvergleiche der n = 22 Overachiever (OA), n = 22 High Achiever (HA) und n = 22 Average Achiever (AA) OA HA AA OA HA OA AA VARIABLE 1 M S M S M S p d* p d* Selbstkonzept SKSLF < SDQ-Mathe SDQ-Sprache SDQ-Kreativität SDQ-anderes Geschlecht SDQ-eigenes Geschlecht SDQ-Eltern Kompetenz- & Kontrollüberzeugungen Fähigkeit/Begabung < Anstrengung < Glück/Zufall < Unterstützung anderer Kontrolle (Leistung) < Kontrolle (Lob) Attributionen Erfolg Deutsch: Begabung Deutsch: Anstrengung Deutsch: Glück < Deutsch: Schwierigkeit Deutsch: Lehrkraft Mathe: Begabung Mathe: Anstrengung Mathe: Glück Mathe: Schwierigkeit Mathe: Lehrkraft Misserfolg Deutsch: Begabung < Deutsch: Anstrengung Deutsch: Glück Deutsch: Schwierigkeit Deutsch: Lehrkraft Mathe: Begabung < Mathe: Anstrengung Mathe: Glück Mathe: Schwierigkeit Mathe: Lehrkraft Motivation Intrinsische/extrinsische < Schulischer Ehrgeiz vgl. die ausführlichen Skalenbezeichnungen im Abschnitt 2.2 «Datenerhebung und Variablen». *Standardisierung der Mittelwertsdifferenz an der Streuung der Gesamt-Leistungsstichprobe (N = 256).

7 J. R. Sparfeldt et al.: Overachiever auf dem Gymnasium 153 Abitur Alle OA und alle HA schlossen die Schule mit dem Abitur ab bei vergleichbaren Abiturdurchschnittsnoten (OA: M = 1.5, S = 0.3; HA: M = 1.4, S = 0.3; d = 0.07 standardisiert an der Streuung der Gesamt-Leistungsstichprobe, S = 0.8; p =.22). Hingegen war der Abiturientenanteil bei den AA geringer als bei den Overachievern (h =.93 großer Effekt; p =.04): 16 AA machten Abitur (4 ohne Abitur, 2 ohne Angabe) mit schlechteren Durchschnittsnoten (AA: M = 2.9, S = 0.31; d = 2.00 wiederum standardisiert an der Streuung der Gesamt-Leistungsstichprobe; p <.01). Studium Die Anteiligkeiten derjenigen OA und HA, die ein Studium aufgenommen hatten, waren vergleichbar (h =.19;p =.50), fast alle studierten (OA 20 mit Studium, 2 ohne Studium; HA: 21 mit Studium, 1 ohne Studium). Hingegen studierten nur 9 AA (11 ohne Studium, 2 ohne Angabe; h = 1.06 großer Effekt; p <.01). 4 Diskussion Ausgangspunkt war das bislang kaum erforschte Phänomen sehr guter Schulleistungen bei nur durchschnittlicher oder gar unterdurchschnittlicher Intelligenz. Die untersuchten Overachiever (OA) zeichneten sich in der neunten Jahrgangsstufe des Gymnasiums durch exzellente Schulleistungen bei durchschnittlicher Intelligenz aus und wurden mit zwei nach Geschlecht und sozioökonomischem Status parallelisierten Gruppen verglichen. Naturgemäß sind die Gruppen erwartungswidrig leistender Schüler (hier: OA) bei größerer und damit pädagogisch-psychologisch relevanter Diskrepanz, wie angedeutet, klein. Da bislang nur sehr wenige Studien vorliegen, ist unsere Arbeit explorativ. Zur besseren Einordnung der Befunde haben wir daher durchgängig Effektstärken angegeben. Bei der Interpretation sind die substanziellen Interkorrelationen dieser theoretisch-konzeptuell trennbaren Variablen die Zusammenhänge liegen in unserer Stichprobe im üblichen Rahmen zu berücksichtigen. Eine Replikation wäre wünschenswert. Interessant wäre, in künftigen Studien denkbare Alternativauswertungsstrategien z. B. Schulleistungen in Regressionsanalysen zunächst auf den Prädiktor «Intelligenz» und dann weitere Variablen zu regredieren mit unserem Extremgruppendesign zu kontrastieren. (Unser Datensatz erlaubt eine solche Auswertung leider nicht.) Damit wäre jedoch die Annahme einer «Erwartungswidrigkeits»-Dimension mit den Polen «Underachievement» und «Overachievement» verbunden, und nicht mehr die Charakterisierung der hier interessierenden «Extremgruppe» exzellent leistender durchschnittlich begabter Schüler. Insgesamt gesehen, weisen OA in schulnäheren Variablen (z. B. schulische Selbstkonzepte) häufig deutlich günstigere Ausprägungen als schulleistungsschlechtere, aber vergleichbar begabte Mitschüler (AA) auf, was als «Schulleistungseffekt» interpretierbar ist und, wie angedeutet, mit den bekannten Schulleistungskorrelationen dieser Variablen korrespondiert. Seltener differieren OA von schulleistungsgleichen, aber intelligenteren High Achievern (HA). Als Erklärung dieses «Begabungseffekts» liegen insbesondere Leistungsunterschiede bzw. -rückmeldungen nahe, die über die in den (in beiden Gruppen vergleichbaren) Zensuren enthaltenen Informationen hinausgehen. Dieser Effekt scheint im mathematischen Bereich etwas deutlicher als im verbalen zu Tage zu treten. Insgesamt verweist unser Ergebnis im Einklang mit den wenigen Arbeiten, die dies berücksichtigt haben (z. B. Kemmler, 1975) auf die Notwendigkeit adäquater Vergleichsgruppen für eine angemessene Befundinterpretation. Neu ist, dass die von uns untersuchten OA in der für anspruchsvoller gehaltenen neunten Klasse und im Abitur exzellente Leistungen erbringen. Kritisch könnte gefragt werden, ob die (teilweise niedrigen) Homogenitäten das Aufdecken von Gruppenunterschieden verhindert bzw. unmöglich gemacht haben. Dagegen spricht, dass bei einigen Skalen mit niedriger Homogenität bedeutsame Gruppendifferenzen auftraten. So konnte z. B. ein Effekt mittlerer Größe beim Vergleich «OA vs. AA» in der Misserfolgsattribution auf die Lehrkraft in Mathematik (α =.46) aufgedeckt werden, für weitere Skalen mit Homogenitäten zwischen.50 α.60 ließen sich ebenfalls kleine bis mittlere Effekte nachweisen. Künftig sollten verstärkt psychometrisch zufriedenstellendere Skalen eingesetzt werden. «Sehr gute» und «durchschnittliche» Schulleistung wurde von uns über Zensuren operationalisiert. Zensuren sind definitionsgemäß der Indikator für Schulerfolg (um den es bei der Frage nach Over- und Underachievement geht). Will man zudem Schulleistung möglichst breit (d. h. über mehrere Schulfächer aggregiert) erfassen, sind Zensuren auch forschungspraktisch ohne Alternative, da umfassende curricular valide Schulleistungstestbatterien für diese Altersstufe bislang nicht existieren. Bei jeder (also auch unserer) Diskrepanzdefinition stellt sich die Frage nach dem Einfluss des Messfehlers bei der Gruppenbildung sowie nach der Diagnosestabilität. Die Gruppenunterschiede in der Abiturnote sprechen für eine hohe Stabilität der Schulleistung. Die von uns eingesetzte Intelligenztestbatterie war ebenfalls hoch reliabel (Hanses, 2009). Aus pädagogischer Perspektive mögen die Befunde beruhigend klingen: Auch wenn der außerordentliche Stellenwert der Intelligenz für Erfolg in Schule und Gesellschaft außer Frage steht, gelingt es doch einigen wenigen Schülern mit durchschnittlicher Intelligenz in der neunten Klasse, Jahrgangsstufenbeste zu sein und mit hoher Wahrscheinlichkeit das Abitur zu machen. Die sehr guten Abiturnoten erlauben in der Regel auch die Wahl stark zulassungsbeschränkter NC-Studiengänge. Damit liegt die

8 154 J. R. Sparfeldt et al.: Overachiever auf dem Gymnasium lebenspraktische Relevanz des hier betrachteten Phänomens auf der Hand. Deutliche Hinweise auf ein häufig vermutetes negativ geartetes «Überforderungssyndrom» konnten wir nicht finden. Der Querschnittscharakter unserer Untersuchung lässt offen, welche (Prozess-)Faktoren bedeutsam zur Entwicklung von «Overachievement» beitragen. Dies bleibt zukünftigen Studien vorbehalten. Literatur Amthauer, R. (1970). Intelligenz-Struktur-Test (I-S-T 70). Göttingen: Hogrefe. Bauer, A. (1972). Ein Verfahren zur Messung des für das Bildungsverhalten relevanten Sozialen Status (BRSS). Frankfurt a. M.: Institut für Internationale Pädagogische Forschung. Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. Hillsdale, NJ: Erlbaum. Deary, I. J., Strand, S., Smith, P. & Fernandes, C. (2007). Intelligence and educational achievement. Intelligence, 35, Dörner, H. (1993). 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9 J. R. Sparfeldt et al.: Overachiever auf dem Gymnasium 155 Dramas zweiter Akt? Zeitschrift für Pädagogische Psychologie, 20, Tacke, M. (1995). Zusammenhänge zwischen Kontrollüberzeugungen und Overachievement bei Gymnasiastinnen und Gymnasiasten. Braunschweig: Technische Universität. Thorndike, R. L. (1963). The concepts of over- and underachievement. New York: Teachers College Press, Columbia University. Weinert, F. E. (1965). Schülerpersönlichkeit und Schulleistung. In K.H. Ingenkamp (Hrsg.), Schulkonflikt und Schülerhilfe (S ). Weinheim: Beltz. Widdel, H. (1977). Attribuierungsfragebogen für Erfolg und Mißerfolg in der Schule für die Klasse. AEM 5 7 im Landauer Bildungs-Beratungssystem. Beiheft. Weinheim: Beltz. Jörn R. Sparfeldt Universität Trier Fachbereich I Bildungswissenschaften Universitätsring 15 D Trier Tel Fax Sparfeldt@uni-trier.de