Zusammenfassung
Im vorliegenden Beitrag wird untersucht, ob und in welchem Ausmaß die beiden historisch gewachsenen Ausbildungsstränge für Lehrer*innen in Österreich – Ausbildung von Lehrer*innen für die Pflichtschulen vs. höhere Schulen – Studierende mit unterschiedlichen kognitiven Merkmalen anziehen und welche Unterschiede nach Fächergruppen (Universität) bzw. Bildungsgängen (Pädagogische Hochschule) bestehen. Erfasst wurden Intelligenz, Schulleistung, Allgemeinwissen und Rechtschreibkompetenz.
Zwei Phänomene erscheinen besonders bedeutsam: Die Unterschiede zwischen den Ausbildungsinstitutionen und die Unterschiede zwischen den Geschlechtern.
Die universitären Lehramtsstudierenden zeigen im Institutionenvergleich die durchwegs besseren Werte. Innerhalb der Pädagogischen Hochschule schneiden die Studierenden im Hauptschullehramt besser ab als jene im Volksschul- und Sonderschullehramt.
Unabhängig vom Lehramt zeigen sich durchgehend Geschlechterunterschiede. Die männlichen Studierenden weisen im Durchschnitt höhere Werte in den Intelligenztests auf und verfügen über ein breiteres Allgemeinwissen. Die weiblichen Studierenden zeigen etwas bessere Schulleistungen (Noten) und bessere Kompetenzen in der Rechtschreibung.
Insgesamt liegen die erfassten Intelligenzwerte der untersuchten Lehramtsstudierenden eher unter dem Durchschnitt von anderen universitären Studienanfänger*innen. Das erhobene „Allgemeinwissen“ ist in seiner Aussagekraft schwer einzuordnen, im internen Vergleich zeigt sich aber, dass die Studierenden des Volksschul- und Sonderschullehramts fast eine ganze Standardabweichung unter den Werten der Lehramtsstudierenden an der Universität liegen. Die Werte der Studierenden des Hauptschullehramtes liegen dazwischen.
Die Rechtschreibkompetenz der Lehramtsstudierenden liegt im Durchschnitt etwas über jener von Gymnasiast*innen der 5. Schulstufe.
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Notes
- 1.
Für das an die Pflichtschule anschließende berufsbildende Schulwesen gibt es spezifische Gruppen von Lehrpersonen, die nicht Thema dieses Beitrages sind, insbesondere die Lehrer*innen an den Berufsschulen, oder die „Wirtschaftspädagog*innen“ für den Unterricht der kaufmännischen und betriebswirtschaftlichen Fächer an den berufsbildenden mittleren und höheren Schulen.
- 2.
„Verstehen“ allein reicht allerdings nicht aus; die Umsetzung in gutes Unterrichtshandeln erfordert noch eine Reihe anderer Kompetenzen, speziell im sozial-emotionalen Bereich.
- 3.
Der Regressionskoeffizient betrug β = 0,17 für Mathematikleistungen und β = 0,18 für Lesekompetenz. Die Koeffizienten verringerten sich auf β = 0,15 bzw. β = 0,09, wenn eine große Anzahl von Schüler-, Eltern-, Schul- und Landesmerkmalen kontrolliert wurde (Hanushek et al. 2019, S. 876).
- 4.
Ob sich die Lehrämter tatsächlich in ihren Leistungsanforderungen unterscheiden oder ob es sich um Zuschreibungen handelt, die selektionswirksam sind, also Lehrämter ihrem Image gemäß bestimmte Personengruppen anziehen, wird an dieser Stelle nicht geprüft.
- 5.
Als Normierungsstichprobe fungieren ca. 3500 „studierwillige Maturant*innen“, die in den Jahren 1998 bis 2006 an den Studienberatungstests der Universität Linz teilgenommen haben. Diese Stichprobe repräsentiert das Niveau studierwilliger österreichischer Maturant*innen.
- 6.
Die Fragen stammen – in zumeist adaptierter Form – aus verschiedenen Quellen sowie aus der Feder der Projektgruppe. Es gibt zahlreiche online-Angebote, sein Allgemeinwissen zu testen. Prototypische Aufgaben finden sich beispielsweise unter https://www.testedich.at/quiz26/quiz/1231255191/Allgemeinwissen.
- 7.
DESI („Deutsch-Englisch-Schülerleistungen-International“) ist ein Projekt zur Messung von Schulleistungen im sprachlichen Bereich, das vom Deutschen Institut für internationale pädagogische Forschung (DIPF) 2003/2004 durchgeführt wurde.
- 8.
Die Lehramtsstudien an der Universität waren zu diesem Zeitpunkt so organisiert, dass die Studierenden im ersten Semester mit dem Fachstudium begonnen haben und erst im zweiten Studiensemester die erste unmittelbar dem Lehramtsstudium zurechenbare (pädagogische) Lehrveranstaltung inskribierten. Die Teilnahme an einer solchen – für alle verbindlichen – Lehrveranstaltung signalisierte also die aktive Entscheidung für das Lehramtsstudium.
- 9.
Vereinzelte Ausfälle ergaben sich bei fremdsprachigen Studierenden (etwa im Bereich der Instrumentalpädagogik).
- 10.
Die geringere Ausschöpfungsquote an der PH hängt möglicherweise damit zusammen, dass die Erhebungen nicht als Teil einer Lehrveranstaltung, sondern in der Freizeit der Studierenden erfolgten. Aussagen, inwieweit die Teilnehmer*innen eine selegierte Teilgruppe aller Studierenden bilden, sind nicht möglich. Sofern Selektionseffekte vorliegen, ist aufgrund der freiwilligen Teilnahme eher von einer positiven Verzerrung auszugehen.
- 11.
Eine ausführliche Beschreibung des Beratungsprojekts findet sich in Eder und Hörl (2007).
- 12.
Die beiden Zubringer-Bundesländer bieten in ihrer Kombination von touristischen, industriellen und ländlichen Strukturen ein gutes Abbild der gesamtösterreichischen Situation.
- 13.
Die deutlich niedrigere Fallzahl bei „Schulleistung“ hängt damit zusammen, dass eine Reihe von Studierenden über den zweiten Bildungsweg zum Lehramtsstudium gekommen ist oder aus dem Ausland mit nicht vergleichbaren Notensystemen stammt. Der Test für Allgemeinwissen wurde erst ab dem Studienjahr 2007/2008 vorgegeben. Die Rechtschreibleistungen liegen für die Jahrgänge 2006, 2007 und 2010 nicht vor.
- 14.
Niedrige Reliabilitätswerte für die sprachlich-schlussfolgernde Dimension sind nicht stichprobenspezifisch, sondern finden sich bereits im Manual (siehe Heller und Perleth 2000, S. 19 ff.).
- 15.
Die Mittelwerte für Deutsch (1,89) bzw. Englisch (2,27) in den Sprachfächern liegen deutlich günstiger als der Durchschnitt (2,19 bzw. 2,38), während die Mathematik-Note (2,74) hinter dem Durchschnitt (2,61) zurückliegt. Dies gilt auch für die Relationen innerhalb der Geschlechter.
- 16.
Die verringerte Anzahl resultiert einerseits daraus, dass der Rechtschreibtest in den beiden ersten Testkohorten noch nicht durchgeführt wurde, sowie aus dem Fehlen von Testblättern aus der Testkohorte 2010.
- 17.
Zuletzt die neugewählte Vorsitzende der Österreichischen Professoren Union: „Für diesen Beruf, der für die Gesellschaft so wichtig ist, sollte man die Besten gewinnen.“ [https://kurier.at/wissen/ahs-lehrervertreter-fuer-diesen-beruf-sollte-man-die-besten-gewinnen/400599647].
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Datentabelle 1: Daten zu Abb. 1, Intelligenzunterschiede nach Lehramt und Geschlecht
KFT-verbal) | KFT-numerisch | KFT-figural | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
MW | SD | MW | SD | MW | SD | N | ||
Gymnasiallehramt | Männlich | 103,71 | 10,68 | 100,81 | 11,08 | 99,76 | 10,41 | 670 |
Weiblich | 101,02 | 10,43 | 96,99 | 9,53 | 97,67 | 10,12 | 1534 | |
Gesamt | 101,83 | 10,58 | 98,15 | 10,18 | 98,31 | 10,25 | 2204 | |
Hauptschullehramt | Männlich | 99,82 | 11,82 | 101,12 | 11,01 | 100,22 | 11,78 | 60 |
weiblich | 96,93 | 9,93 | 98,31 | 9,23 | 98,78 | 9,63 | 122 | |
Gesamt | 97,88 | 10,64 | 99,24 | 9,91 | 99,25 | 10,38 | 182 | |
Volksschul-/Sonderschullehramt | Männlich | 100,65 | 13,43 | 98,25 | 9,56 | 100,8 | 9,72 | 20 |
Weiblich | 94,94 | 9,99 | 96,53 | 9,17 | 97,08 | 9,79 | 332 | |
Gesamt | 95,27 | 10,28 | 96,63 | 9,19 | 97,29 | 9,81 | 352 | |
Gesamt | Männlich | 103,31 | 10,90 | 100,76 | 11,04 | 99,82 | 10,50 | 750 |
Weiblich | 99,75 | 10,59 | 97,00 | 9,46 | 97,64 | 10,04 | 1988 | |
Gesamt | 100,73 | 10,79 | 98,03 | 10,06 | 98,24 | 10,21 | 2738 |
Wert | F | df | Fehler df | Sig. p < | Erkl. Var (%) | ||
---|---|---|---|---|---|---|---|
Multivariate Effekte | |||||||
Lehramt | Wilks-L | 0,96 | 18,736 | 6 | 5464 | 0,000 | 4,0 |
Geschlecht | Wilks-L | 0,965 | 33,082 | 3 | 2732 | 0,000 | 3,5 |
Univariate Effekte | QS Typ III | df | MQ | F | Sig. p < | Omega2 *100 | |
Lehramt | KFT-verbal | 11.913,681 | 2 | 5956,84 | 54,28 | 0,000 | 3,7 |
KFT-numerisch | 306,698 | 2 | 153,35 | 1,56 | 0,210 | – | |
KFT-figural | 227,175 | 2 | 113,59 | 1,10 | 0,333 | – | |
Geschlecht | KFT-verbal | 4160,725 | 1 | 4160,73 | 37,92 | 0,000 | 1,3 |
KFT-numerisch | 7048,671 | 1 | 7048,67 | 71,72 | 0,000 | 2,5 | |
KFT-figural | 2313,014 | 1 | 2313,01 | 22,39 | 0,000 | 0,08 |
Datentabelle 2: Daten zu Abb. 2, Intelligenzunterschiede bei universitären Lehramtsstudierenden nach Fächergruppen und Geschlecht
KFT-verbal | KFT-numerisch | KFT-figural | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
MW | SD | MW | SD | MW | SD | N | ||
Sprachen (Englisch, Deutsch, Griechisch, Latein, Französisch, Italienisch, Spanisch, Russisch) | Männlich | 105,9 | 10,5 | 101,2 | 10,6 | 98,9 | 9,8 | 166 |
Weiblich | 101,8 | 9,8 | 96,9 | 9,2 | 96,8 | 10,1 | 850 | |
Gesamt | 102,4 | 10,1 | 97,6 | 9,6 | 97,1 | 10,1 | 1016 | |
Geisteswiss. Fächer Religionspädagogik, Geschichte, Sozialkunde und Politische Bildung, Psychologie und Philosophie, Geographie und Wirtschaftskunde | Männlich | 105,2 | 10,8 | 99,0 | 11,0 | 98,5 | 10,4 | 192 |
Weiblich | 101,5 | 11,4 | 94,8 | 9,1 | 96,6 | 9,3 | 197 | |
Gesamt | 103,3 | 11,2 | 96,9 | 10,3 | 97,5 | 9,9 | 389 | |
Math.-naturwiss. Fächer Biologie und Umweltkunde, Mathematik, Informatik und Informationsmanagement, Physik, Bewegung und Sport | Männlich | 101,5 | 10,3 | 102,6 | 11,0 | 101,8 | 10,5 | 241 |
Weiblich | 99,5 | 11,4 | 99,9 | 9,7 | 100,3 | 10,2 | 307 | |
Gesamt | 100,4 | 11,0 | 101,1 | 10,4 | 100,9 | 10,4 | 548 | |
Musische Fächer Bildnerische Erziehung, Werkerziehung, Textiles Gestalten, Musikerziehung, Instrumentalmusikerziehung | Männlich | 103,3 | 10,3 | 100,4 | 12,0 | 99,9 | 10,3 | 50 |
Weiblich | 100,3 | 9,2 | 94,8 | 10,2 | 99,5 | 10,1 | 152 | |
Gesamt | 101,0 | 9,5 | 96,2 | 10,9 | 99,6 | 10,1 | 202 | |
Gesamt | Männlich | 103,8 | 10,6 | 101,0 | 11,1 | 99,9 | 10,4 | 649 |
Weiblich | 101,1 | 10,4 | 97,0 | 9,5 | 97,8 | 10,1 | 1506 | |
Gesamt | 101,9 | 10,5 | 98,2 | 10,2 | 98,4 | 10,3 | 2155 |
Multivariate Effekte | Wert | F | df | Fehler df | Sig. p < | Erkl. Var.(%) | |
---|---|---|---|---|---|---|---|
Lehramt | Wilks-Lambda | 0,942 | 14,48 | 9 | 5227,818 | 0,000 | 5,8 |
Geschlecht | Wilks-Lambda | 0,959 | 30,462 | 3 | 2148 | 0,000 | 4,1 |
Univariate Effekte | QS Typ III | df | MQ | F | Sig. p < | Omega2 *100 | |
Lehramt | KFT-verbal | 3359,25 | 3 | 1119,75 | 10,40 | 0,000 | 1,29 |
KFT-numerisch | 5269,34 | 3 | 1756,45 | 17,89 | 0,000 | 2,30 | |
KFT-figural | 4754,89 | 3 | 1584,96 | 15,50 | 0,000 | 1,98 | |
Geschlecht | KFT-verbal | 4241,74 | 1 | 4241,74 | 39,38 | 0,000 | 1,75 |
KFT-numerisch | 6140,98 | 1 | 6140,98 | 62,55 | 0,000 | 2,78 | |
KFT-figural | 1208,04 | 1 | 1208,04 | 11,81 | 0,001 | 0,50 |
Datentabelle 3: Daten zu Abb. 3 (linke Seite), Schulleistungen nach Lehramt und Geschlecht
Mittelwert der Noten aus Deutsch, Englisch und Mathematik | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Gymnasiallehramt | Hauptschullehramt | |||||
MW | SD | N | MW | SD | N | |
Männlich | 2,50 | 0,73 | 580 | 2,61 | 0,75 | 46 |
Weiblich | 2,21 | 0,73 | 1389 | 2,51 | 0,76 | 107 |
Gesamt | 2,29 | 0,74 | 1969 | 2,54 | 0,76 | 153 |
Mittelwert der Noten aus Deutsch, Englisch und Mathematik | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Volksschul-/Sonderschullehramt | Gesamt | |||||
MW | SD | N | MW | SD | N | |
Männlich | 2,79 | 0,68 | 17 | 2,52 | 0,73 | 643 |
Weiblich | 2,62 | 0,67 | 288 | 2,29 | 0,74 | 1784 |
Gesamt | 2,63 | 0,67 | 305 | 2,35 | 0,75 | 2427 |
Tests der Zwischensubjekteffekte | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Quelle | QS Typ III | df | MQ | F | Sig. p < | Omega2 *100 |
Lehramt | 83,99 | 2 | 41,99 | 44,23 | 0,000 | 3,44 |
Geschlecht | 61,36 | 1 | 61,36 | 64,63 | 0,000 | 2,55 |
Fehler | 2300,60 | 2423 | 0,95 | |||
Gesamt | 2426,40 | 2427 |
Datentabelle 4: Daten zu Abb. 3 (rechte Seite) – Schulleistungen nach Fächergruppen und Geschlecht
Mittelwert der Noten aus Deutsch, Englisch und Mathematik | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Sprachen | Geisteswiss. Fächer | |||||
MW | SD | N | MW | SD | N | |
Männlich | 2,30 | 0,63 | 147 | 2,60 | 0,78 | 168 |
Weiblich | 2,11 | 0,71 | 797 | 2,41 | 0,74 | 176 |
Gesamt | 2,14 | 0,70 | 944 | 2,50 | 0,77 | 344 |
Mittelwert der Noten aus Deutsch, Englisch und Mathematik | |||||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
Math-Nawiss. Fächer | Musische Fächer | Gesamt | |||||||
MW | SD | N | MW | SD | N | MW | SD | N | |
Männlich | 2,59 | 0,75 | 216 | 2,37 | 0,64 | 41 | 2,52 | 0,73 | 643 |
Weiblich | 2,33 | 0,73 | 282 | 2,20 | 0,73 | 122 | 2,29 | 0,74 | 1784 |
Gesamt | 2,44 | 0,75 | 498 | 2,24 | 0,71 | 163 | 2,35 | 0,75 | 2427 |
Tests der Zwischensubjekteffekte | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Quelle | QS Typ III | df | MQ | F | Sig. p < | Omega2 *100 |
Fächergruppe | 49,874 | 3 | 16,625 | 17,815 | 0,000 | 2,04 |
Geschlecht | 29,392 | 1 | 29,392 | 31,497 | 0,000 | 1,24 |
Fehler | 1814,1 | 1944 | 0,933 | |||
Gesamt | 1942,7 | 1949 |
Datentabelle 5: Daten zu Abb. 4 (linke Seite), Allgemeinwissen nach Lehramt
Allgemeinwissen – Anzahl richtiger Antworten | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Gymnasiallehramt | Hauptschullehramt | |||||
MW | SD | N | MW | SD | N | |
Männlich | 33,44 | 6,28 | 601 | 31,70 | 7,06 | 61 |
Weiblich | 31,01 | 6,05 | 1358 | 28,59 | 6,19 | 122 |
Gesamt | 31,76 | 6,22 | 1959 | 29,63 | 6,64 | 183 |
Allgemeinwissen – Anzahl richtiger Antworten | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Volksschul-/Sonderschullehramt | Gesamt | |||||
MW | SD | N | MW | SD | N | |
Männlich | 27,30 | 4,73 | 20 | 33,11 | 6,41 | 682 |
Weiblich | 26,38 | 5,58 | 331 | 30,00 | 6,24 | 1811 |
Gesamt | 26,43 | 5,53 | 351 | 30,85 | 6,44 | 2493 |
Tests der Zwischensubjekteffekte | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Quelle | QS Typ III | df | MQ | F | Sig. p < | Omega2 *100 |
Lehramt | 6766,53 | 2 | 3383,27 | 91,79 | 0,000 | 6,79 |
Geschlecht | 2811,60 | 1 | 2811,60 | 76,28 | 0,000 | 2,93 |
Fehler | 91743,65 | 2489 | 36,86 | |||
Gesamt | 2476,114 | 2493 |
Datentabelle 6: Daten zu Abb. 4 (rechte Seite), Allgemeinwissen nach Fächergruppen
Allgemeinwissen – Anzahl richtiger Antworten | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Sprachen | Geisteswiss. Fächer | |||||
MW | SD | N | MW | SD SD | N | |
Männlich | 35,17 | 5,53 | 144 | 34,49 | 6,06 | 172 |
Weiblich | 31,45 | 5,87 | 751 | 31,39 | 6,44 | 169 |
Gesamt | 32,05 | 5,97 | 895 895 | 32,96 | 6,43 6,43 | 341 |
Allgemeinwissen – Anzahl richtiger Antworten | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Math-Nawiss. Fächer | Musische Fächer | |||||
MW | SD | N | MW | SD | N | |
Männlich | 32,03 | 6,33 | 226 | 32,24 | 6,84 | 41 |
Weiblich | 30,98 | 5,78 | 283 | 28,82 | 6,18 | 127 |
Gesamt | 31,45 | 6,05 | 509 | 29,65 | 6,49 | 168 |
Allgemeinwissen – Anzahl richtiger Antworten | |||
---|---|---|---|
Gesamt | |||
MW | SD | N | |
Männlich | 33,55 | 6,24 | 583 |
Weiblich | 31,09 | 6,00 | 1330 |
Gesamt | 31,84 | 6,18 | 1913 |
Tests der Zwischensubjekteffekte | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|
Quelle | QS Typ III | df | MQ | F | Sig. p < | Omega2 *100 |
Fächergruppe | 1332,73 | 3 | 444,242 | 12,341 | 0,000 | 1,75 |
Geschlecht | 2116,26 | 1 | 2116,263 | 58,791 | 0,000 | 2,93 |
Fächergruppe * Geschlecht | 494,53 | 3 | 164,844 | 4,579 | 0,003 | 0,56 |
Fehler | 68573,48 | 1905 | 35,997 | |||
Gesamt | 2012475,00 | 1913 |
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Eder, F., Oberwimmer, K., Hörl, G. (2021). Das kognitive Niveau der Lehrer*innen: Allgemeine geistige Leistungsfähigkeit, Allgemeinbildung, Schulleistungen und Rechtschreibkompetenz. In: Eder, F., Hörl, G. (eds) Die zukünftigen Lehrerinnen und Lehrer. Springer VS, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-658-33595-3_6
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