Maier - Systematische Lehrereffekte Bei Uebergangsquoten Auf Weiterfuehrende Schulen

5/11/2018 Maier - Systematische Lehrereffekte Bei Uebergangsquoten Auf Weiterfuehrende Schulen - slidepdf.com

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den, S. 39-71.

Anschrift der Verfasserinnen: Dipl.sPad. Verena Schurt; Univers itat Augsburg, Philoso-phisch-Sozialwissenschaft liche Fakultat, Univers itatss trafse 10, 86135 Augsburg; Tel .:

0821 598-5272; E-Mail: [email protected]; Dipl.-Soz. Wiebke Waburg;

Universitat Augsburg, Philosophisch-Sozialwissenschaftliche Fakultat, Universitatsstra13e 10,

86135 Augsburg; Tel .: 0821 598-5272; E-Mail: [email protected]

1

Uwe Maier

Systematische Lehrereffekte bei••

Ubergangsquoten auf weiterfiihrendeSchulen

Eine Analyse bildungsstatistischer Daten

Zusammenfassung

Der Ubergang in eine wei terfUhrende Schule i st

eine zentrale bildungsbiografische Entscheidung,

die auf der Grundlage fehleranfalliger selektions-

diagnosti scher Urtei le get roffen wird. Neben un-

systematischen Urteilsfehlem sind unterschiedli-

che Leistungsanforderungen zwischen den ver-o schiedenen Grundschullehrkraften einer adaquaten

Obergangsdiagnostik abtraglich. Mit einer Analy-

se bildungsstatistischer Daten auf Regionalebene

wurde deshalb der Frage nachgegangen, welche

Auswirkungen Leistungsstandards von Lehrkraf-

ten innerhalb einer Grundschule fur das Zustande-

kommen von Obergangsquoten haben. Fiir einzu-

gige Grundschulen in stark landlich gepragten Re-

gionen (n=47) konnte ein systematischer Lehreref-

fekt bei Ubergangsquoten auf Hauptschulen und

Gymnasi en nachgewi es en we rden . Ube r Vor-

schlage zur Verbesserung der selektionsdiagnosti-

schen Kompetenz von Lehrkraften sol lt e deshalb

weiter nachgedacht werden.

Schliisselworter: Ubergang; Primarstufe; Sekun-

darstufe I; Selektionsdiagnostik; Obergangsquo-

ten; Lehrereffekte; Leistungsstandards; Bildungs-statistik

Summary

Sys tematic Effec ts of Teachers in Transfer Rates

to Different School Types - An analysis using

educational statistics

The t rans it ion to dif ferent school types at secon-

dary level has a s igni ficant impact on German pu-

pils' educational biography, although itis based on

selective diagnosis judgements with a high pro-

pensity for error. Besides unsystematic mistaken

judgement , the dif ferent expecta tions on pupil s'

performance of different primary school teachers

are detrimental to an adequate diagnosis. Using an

analysis of educational statistics at regional level,

the impact of educational s tandards of teachers in

a p rima ry s choo l on the t rans it ion quote was i n-

vestigated. For primary schools in countryside re-

gi ons ( n=47) a syst ema ti c impact o f t eachers on

the transition rate to Hauptschulen (lowest level of

secondary schooling) and Gymnasien (academi-

cally-oriented secondary school) could be shown.

It is, therefore, necessary to further discussions on

the improvement of the selection-diagnostic com-petency of teachers.

Keywords: educati on s ta ti st ic s; p rima ry l evel

schooling; secondary schools; selection diagnos-

t ic ; st anda rds o f per fo rmance; t ea che r e ff ec t;

transfer; transfer rates

http://www.singlesexschools.org/schools-schools.htm

http://www.diss.fu-berlin.de/2000/9/

mailto:[email protected];

mailto:[email protected]


mailto:[email protected];

http://www.diss.fu-berlin.de/2000/9/

http://www.singlesexschools.org/schools-schools.htm



27 2U. Maier: Systematische Lehrereffekte bei Obergangsquoten auf weiterfiihrende Schulen

1 Problemstellung: Selektionsdiagnostik am Ende der

Grundschulzeit

Der Ubergang in die Sekundarstufe I is t fur Schii le rinnen un~ Sc~\. il er sowie deren El te~

eine folgenschwere Ent sche idung, d ie t ro tz hoher Durchlassigkei t d~s Schulsys tem~ die

weit ere Bi ldungskarr ie re und die damit verbundenen sozia len Aufst tegschancen weltg~-

hend festlegt (vgl. CORTINA/TROMMER 2003). Die selektionsdiagnostischen Entsche~-

dungen der Lehrk raf te am Ende der Grundschulzeit sind dadurch sehr stark den elterh-chen Bildungsaspirationen ausgesetzt und bild en somit auch einen zentralen Untersu -

chungsgegenstand zur Erklarung sozialer Selektivitat im Bildungs~esen (v~l. z.B.

DITTON 1992' MULLERIHAUN 1994). Vor allem intemationale und nationale Leistungs-

vergle ichs studien wie PISA, IGLU und LAU haben die Wahmehm~ng dieser ~roblema-

tik im deu tschen Bildungssystem wieder deutlich gescharft und die systematische Be-

nachte il igung bes timmter Schulergruppen verdeut li ch t und kri tis ier t (vgl. LEHMANN/

PEEKIGANSFUB1997; BAUMERT/SCHUMER2001; Bos u.a. 2004).

1m KMK-Beschluss zu Ubergangen im Bi ldungswesen werden sehr weit int erpret ie r-

bare Selektionskri terien definiert (vgl. Kultusminis terkonferenz 2003). Die Entscheidung

fur die Empfehlung einer hoheren Schu lart soll sich an der Eignung und Neig_ung_sowie

dem Wil len des Schii le rs zu gei st iger Arbei t orient ie ren. AuBerdem sol len wicht ige a ll-

gemeine Fahigkei ten und die Lemmogl ichkei ten der Schuler berucksichtigt , ,:~rden . .Die

gese tz li chen Vorgaben eroffnen den Grundschull ehrkra ft en sormt emen. padagog~sch

sinnvollen Entscheidungsspielraum zur Beurteilung der Sekundar schuleignung emesKindes. Andererseits muss eine Bildungsempfehlung durch d ie vergeben en Zensuren

quant if iz ie rbar se in , urn si e gegenuber den El tem und der Schul. le itu~g auch. beg~nden

zu konnen. Die klassenin temen "Verfahrens rege ln" der Se lekt lOnsdtagnos ttk obhegen

a ll erdings der e inzelnen Lehrkraf t und werden von recht li chen Vorgaben und schulint er -

nen Absprachen allenfalls gerahmt. ..'Ein wei t er es rechtlich sehr un terschied lich geregeltes Problem 1st die Frage, m wel-

chern MaBe di~ selek tion sdiagnostischc Entscheidung am Ende der Grundschulzeit im

Einvemehmen mit den Elt em s ta tt finden sol lt e. Invie len Bundeslandern wird den _El tem

die endgult ige Schulwahlentscheidung zugestanden (vgl. . CORTINA/TRoMMER 2003). I~

anderen Bundeslandem, wie z .B . in Baden-Wurt temberg, is t das Grundschulgutachten fur

Erz iehungsberechtig te eine recht li ch bindende Vorgabe, d ie nur durch ein weit eres Be-

gutachtungsver fahren mit abschli eBender Aufnahme~r iifung u~gangen. werde~ kann.

Dabei st ell t s ich die Frage, ob Lehrkraf te oder Elt em die prognost isch vahdere Bi ldungs -

entscheidung treffen. Die Ergebnisse ein er Re-Analyse von PISA-Daten (vg~. BLOCK2006) sprechen eher daf ti r, dem Wahlverhal ten der Elt em eine hohere prognos tt sche Va-

liditat zuzusprechen als dem Grundschulgutachten. .

Vor allem die von INGENKAMPzusammengetragenen und selbst vorangetnebenen Stu-

dien kri tis ieren die gangige Praxis der Selektionsdiagnos tik an Grundschulen (vgl. UN-

DEUTSCH 1960; JURGENS 1989; INGENKAMP 1995; INGENKAMP/LIsSMANN 2005).

Grundschulzensuren und die darauf bas ierende Grundschulempfehlung werden weder a ls

objekt iv , rel iabel noch a ls prognos ti sch val ide beschr ie~en. H.ELLER,ROSEMANN und

STEFFENS (vgl. 1978) l egten e ine umfassende Langsschnit tstudie zur Unte rsuch.ung der

prognos tis chen Val id ita t von Ubert ri tt sempfehlungen vor . 1m A?stand ~on drei Jahren

wurden die Ante il e der Schuler e rrnit te lt, deren Schul laufbahn nut der Bt ldungsempfeh-

Zeitschrift fur Erziehungswissenschaft, 10. Jahrgang, Heft 2/2007, S. 271-284 273

lung am Ende der Pr imarstufe ubere inst immt. Der prognos ti sche Wert der Bi ldungsemp-

fehlungen war insgesamt ger ing. Die Erfolgsquoten fur Gymnasial empfehlungen waren

mit 71 bis 86 Prozent noch am hochsten. Auch in diesem Zusammenhang wurde eine

Untersteuerung schulischer Ubergangsentscheidungen als wesentliche Ursache identifiziert.

Die Prognosevaliditat kann nicht hoch sein, weil es Grundschullehrkraften an Malis taben,

Kriterien und Testverfahren fur die Passung zwischen Grundschulleistung und empfohle-

ner Schul laufbahn fehlt . OELKERS (2003, S . 150) spr icht in diesem Zusammenhang von

einem "grundlegenden Sys terndef iz it " und bemange lt d ie mange lhaf te inha lt li che Rege-

lung der Weichenstel lung am Ende der Primarstufe.Auch die den Ubergangsempfehlungen zugrunde l iegenden Selekt ionskr it er ien s ind

hete rogen und mehr oder weniger sachadaquat , STEINKAMP(vgl . 1995) bef ragte e ine re-

prasentativ e Stichprobe von 334 Hambu rger Volksschullehrem der Klassen 2 bis 6 zu

Ent sche idungskrit er ien fur die Fests te llung der Oberschulrei fe von Grundschulem. Von

eine r Mehrzahl der Lehrkra ft e wurde die mess bare Schulleistung als alleiniges Entschei-

dungskr it er ium abgelehnt . Dagegen fand e ine s ta rke Beri icks icht igung von Charakter-

und Verhaltensmerkmalen und somit aul lerst subjekt iven Auslesekr it er ien st at t. STEIN-

KAMPwertet diese Beachtung sachfremder Auslesekriterien bei Volksschullehrem als ei-

ne "unref lekt ie rt e Selbs tverst andl ichkei t" (ebd. S . 314), zumal fast d ie Half te der Befrag-

ten an e ine langfr ist ige Entwicklungsprognose des e igenen Grundschulgutachtens fur den

Oberschule rfolg glaubt. E in weit eres Ergebni s der Studie war , dass die Ablosung der Se-

lektionsentscheidung vom reinen Leistungskriterium wesentl ich zu einer schichtspezifi-

schen Selektion beitrag t, denn das Auslesekriterium Begabung hat bei Lehrkraften je

nach Soz ia ls chicht des Kindes e inen unte rs chiedl ichen S te ll enwert . Bei Kindem der unte-ren soz ia len Schichten wird die Bedeutung dieses sonst wicht igsten Pradik tors deutli ch

relativiert.

In neueren und umfangreicheren Leistungsvergleichsstudien wurde ebenfal ls die selek-

t ionsdiagnostische Kompetenz von Lehrkraften unter die Lupe genommen. Dabei spiel ten

vor allem Zusammenhange zwischen objektiven Schulerleis tungen, sozialer Lage und diag-

nos tis chen Urte ilen von Grundschull ehrkra ft en e ine Roll e. Be ispiel sweise pruften Bos

u.a . (vgl. 2004) mit Daten der IGLU-E-Erhebung e in e infaches prognosetheoret isches

Model l der Schul laufbahnempfehlung. In e inem Regres sionsmodel l kommt es zu e inem

signifikanten, jedoch substanziel l kaum relevanten Einfluss der objektiv gemessenen Leis-

tungsmerkmale. Die beiden schulnahen und an e iner Sozialnorrn ori enti er ten Kri te rien

Deutschnote und Mathematiknote haben den hochs ten Erkla rungswer t. Von den soz ia len

Merkmalen tragt allein der soziookonornische Status zur Varianzaufklarung bei .

LEHMANN,PEEKund GANSFUB(vgl. 1997) konnten in einer Gesamterhebung an Ham-

burger Schulen (LAU) ebenfal ls die relat ive Unabhangigkeit von Selektionsentscheidun-gen und objektiv messbaren Leistungen nachweisen . Die Bildungsempfeh lungen der

Grundschull ehrkra ft e wurden hie rzu mit den Ergebni ssen e ines Schul le is tungstes ts ver -

g li chen. Der von den Grundschulen geforde rt e a llgemeine Leis tungsst andard var ii er t da-

bei er heblich. Unabhangig von allgemeiner Schulleistung und Noten steigt die Wah r-

schein lichkeit fur ein e Gynmasialempfehlung fur Kinder von Eltem mit Abitur, fur Mi-

grantenkinder und fur Kinder aus Zwei-Eltem-Familien. Dass an Schulen mit mehr Mi-

grantenkindem der Leis tungsst andard s inkt , wurde mit e iner libe ra le ren und somit sozia l

ausgleichenden Empfehlungspraxis gegenuber dieser Schulergruppe erklart . Weiter wur-

de in der LAU-Studie der Frage nachgegangen, inwiefem diese Lei stungss tandards zwi -

schen den Grundschulen und innerha lb e iner Grundschule var ii eren . Die Autoren berech-



274 U. Maier: Systematische Lehrereffekte bei Ubergangsquoten auf weiterfuhrende Schulen

neten hierzu klassenspezifische Schwellenwerte fur eine Gymnasialempfehlung. Die

Schwankung der Leistungsstandards zwischen Grundschulklassen war betrachtl ich, l ief s ich

aber aufgrund der relat iven Homogenitat der Schwellenwerte zwischen den Klassen dersel-

ben Grundschule maligeblich auf schulische Gegebenheiten zuruckfuhren. Danach werden

auf Schulebene die sozialen Barrieren fur eine Gymnasialempfehlung eher verringert. Je ho-

her an einer Schule das allgemeine Leistungsniveau und die durchschnit tl ichen Bildungsab-

schlusse der Elt em s ind und je ger inger der Migrantenantei l i st , des to hoher li egen die auf

Schulebene aggregierten Schwellenwerte fur eine Gymnasialempfehlung.

DITTONund KRDSKEN(vgl. 2006) sprechen dagegen von e iner rel at iv hohen Objekt i-v it at von Noten und Grundschulempfehlungen, d ie si e in ihren S tudien mit hohen Korre-

la tionen zwischen Noten und objektiven Lei stungstes ts nachweisen konnen. Noten und

auch Bildungsempfehlungen ori entie ren sich demnach so gut al s mogli ch an den objekti-

ven Leistungen der Schuler, Die verbleibende sozial-selektive Komponente im Lehrerur-

tei l wird uberdies mit einem rationalen Entscheidungsverhalten der Lehrkrafte begri indet.

Diese kalkuli eren bei der Vergabe von Bi ldungsempfehlungen die unte rs chiedl ichen Un-

terstutzungsmilieus je nach soziookonomischer Lage der Schuler mit ein.

2 Fragestellung und Hypothese

Die vor li egenden Befunde zur Se lektionsdiagnost ik am Ende der Primarstufe wei sen vor

a ll em auf die unzureichende Prognoseval id ita t und die soziale Se lektivi tat von Bildungs-empfehlungen hin. Selektionsdiagnostisches Urtei len von Lehrkraften wird insgesamt als

eher untersteuert beschrieben und unterliegt damit Verzerrungen und Einfl tissen innerhalb

und aufserhalb der Insti tution Schule (z.B. den Bildungsaspirat ionen der Eltem). In zahlrei-

chen aktuel len S tudien wi rd dabei vor a ll em der Zusammenhang zwischen Bi ldungsemp-

fehlungen, Bildungsentscheidungen und sozialen Disparitaten untersucht. Selektionsdiagnos-

t ische Prozesse innerha lb derEinze lschule werden nur in e inemger ingen Umfang beruck-

sichtigt. Die LAU-Studie gibt Hinweise ;mf·schul- undlehrerspezifische Urteilstendenzen,

wobei die Varianz der Leistungsstandards zwischen den Grundschulen hoher eingeschatzt

wird als innerhalb einer Grundschule (vgl. LEHMANNIPEEKIGANSFUJ31997). Studien zur

prognostischen Validitat von Grundschulempfehlungen und auch die zahlreichen Studien zu

Beurtei lungsmafsstaben bei der klassenintemen Notengebung sprechen jedoch auch fur ein

hohes MaB an Varianz der Leistungsstandards zwischen Lehrkraften an einer Schule.

Es stell t s ich somit die Frage, ob diese angenommene Varianz der Bewertungsmafssta-

be von Grundschull ehrkraf ten auch anhand von Ubergangsquoten innerhalb e iner Grund-schule nachgewiesen werden kann. Ware dies der Fa ll, d .h . gabe es e inen substanziel len,

systematischen Lehrereffekt auf Bildungsempfehlungen, musste dies bei Mallnahmen zur

Verbesserung der diagnostischen Kompetenz von Lehrkraften ebenfal ls Beriicksichtigung

f inden. Es kame a lso nicht nur darauf an, unsystemati sche Ur te ils fehle r zu minimie ren ,

deren Ursache in der mangelnden Zuverlass igkeit der klasseninternen Leistungsmessung

oder des Lehre rs al s Beur te il ers zu suchen sind . Dagegen mi iss ten die Ur tei lsvoreinge-

nommenhe iten (z.B. Tendenz zur Mi lde oder S trenge) von Grundschullehrkraf ten inner -

halb eines Kollegiums wesentl ich starker thematisiert werden.

Eine weit ere Schwachstel le bisher iger Studien in diesem Zusammenhang sind die ver -

wendeten Datensatze. Mit Querschnittstudien oder Kohorten-Langsschnittstudien (LAU)

Zeitschrift fur Erziehungswissenschaft, 10.Jahrgang, Heft 2/2007, S. 271-284275

l as sen sich nur Di fferenzen in der Empfehlungspraxis zwischen Klassen oder Schulen be-

schreiben. Wenn es s ich urn Langsschnitt studien hande lt, werden maximal zwei bis dre i

Grundschulabschlussjahrgsngs miteinander kombiniert. Urn systematische Urteilstenden-

zen bel einzelnen Lehrkraften nachweisen zu konnen, sind diese Zeitraume zu ku rz. Die

hie r vorg.este ll te ~ntersuchung mochte desha lb der Frage nachgehen, ob t iber e inen Ian-

geren Zeltrau~ hinweg innerhalb einer Grundschule systematische Lehrereffekte (Urteils-

tendenze?) bel der Vergabe von Hauptschul-, Realschul- und Gymnasialempfehlungen

nachgewiesen werden konnen, Es soll folgende Hypothese gep ruft werden: Die tib er

mehrere Jahre hinweg ermit telten, durchschnit tl ichen Ubergangsquoten einzelner Grund-

schullehrkrafte unterscheiden sich innerhalb von Schulen signifikant voneinander.

3 Methodisches Vorgehen

Die Forschungshypothese lasst si ch mit e inem Datensa tz von Ubergangsquoten bzw. B il -

dung~.empfehlu~gen, die einzelnen Lehrern zugeordnet werden konnen, uberprufen, Hier-

zu musste fur eme g.roBere Grundschuls tichprobe die Schulstat is tik zu Ubergangsquoten

a~f Klassenebene mit Lehre rzuordnung t iber mehrere Jahre e ingesehen werden konnen.

DIe Erhebung ent sprechender Daten ware jedoch sehr zeit aufwendig und wurde u.U. bei

Lehrkraften, Schulen und der Schulverwaltung auf datenschutzrechtl iche Vorbehalte s to-

Ben. Durch regiona l und kommuna l aggregier te Ubergangsquoten des S tat ist ischen Lan-

desamtes . ~aden-Wi ir ttemberg fur den Zei traum von 1991 bis 2006 ergab sich e ine recht

unkomplizierte Moglichkeit die Forschungshypothese unter bestimmten Einschrankungenund Vorannahmen zu testen.

Vor allem in landlichen Regionen Baden- Wiirttembergs finden sich etl iche Kommunen

mit l edig~ich e .iner e inzugigen Grundschule . In diesen Fal len ent spri cht das kommuna le

Aggregat lOnsmvea~ e i?e r klassenweisen Darst el lung von Ubergangsquoten. Das hei ls t,

das s pro . J a~rgang Je eme Lehrkra ft fur das Zustandekommen der Ubergangsquoten ver -

antwor thch 1St .Der Ruckschluss auf die B ildungsempfehlungen der Lehrkraf te is t in Ba-

den-Wur tt emberg moglich, we i I d iese einen recht li ch verbindlichen Charakte r fur die El -

t ern bes it zen. Wird fur das Kind entgegen der Bi ldungsempfehlung e ine andere Schula rt

g~wi inscht , muss eine anspruchsvol le Aufnahmepr iifung in Kauf genommen werden. Fur

die Aufnahmepriifung im Jahr 2004 wurden landesweit ca. 2.500 von insgesamt ca.

110.00~ Schi il e.rn angemeldet . Jeder s iebte Schule r davon schaf fte den notwendigen No-

tenschn!t t fur d ie Aufnahme in die Reals chule , nur j eder zwanzigst e Schi ll er fur die Auf-

n~hme m das Gymnas ium (vgl. SCHWARZ-JUNG2005) . Die Ubergangsquoten bilden so-

ml. t sehr gut das E~pfehlungsverh~~ten der Lehrkrafte abo Innerhalb des Untersuchungs-zei traums wurden die bestehenden Ubergangsregelung im Wesentl ichen nicht modifiziert .

3.1 Stichprobe und nonreaktive Datenerhebung

Da Landkre ise mit uberwiegend landli cher S truktur i .d .R. auch e ine unterdurchschnit t-

l iche gymnas ia le Ube~gan~squote aufwei sen, wurden die 18 Landkre ise (von insgesamt

44 Stadt- und Landkrei sen m Baden- Wii rt temberg) mit den ger ingsten gymnasial en Uber-

gan?squoten sowie die ebenfall s st ark landl ich gepragten Landkre ise Emmendingen und

Brei sgau Hochschwarzwald ausgewahl t. Be i d iesen beiden Landkrei sen fuhrt d ie Nahe




zur Universitatsstadt Freiburg zu eher durchschnittlichen gyrnnasialen Ubergangsquoten.

Die 20 in Tabelle 1 aufgefuhrten Landkreise haben - bezogen auf das Schuljahr 2003/04

_ eine durchschnittliche gyrnnasiale Ubergangsquote von 30,46 Prozent. Der Landes-

schnitt fur diesen Grundschuljahrgang liegt bei 35,3 Prozent.

Tabelle 1: Sortierung der Tabellen mit Ubergangsquoten aufkommunaler Ebene fur

die Schuljahre 1990/91 bis 2005/06

SchUierzahl unter 32

Landkreise mit durchschnittlicher gymnasialer ohne SchOlerzahlObergangsquote im Schuljahr 2003/04 Anzahl Kommunen "Zwergschulen" zwischen 33-79

Waldshut 26,0 31 5 4 5

Hohenlohekreis 27,7 16 1 2

Tuttlingen 28,4 22 7 2 2

Neckar-Odenwald-Kreis 28,5 25 4 3 9

Schwabisch Hall 28,9 27 1 8

Ostalbkreis 29,6 41 6 5 2

Schwarzwald-Baar-Kreis 29,6 20 4

Zollernalbkreis 29,6 19 2 2 0

Biberach 30,0 38 5 5 1

Ravensburg 30,1 32 4 3 5

Ortenaukreis 30,4 51 7 7 3

Rottweil 30,8 22 0 0

Sigmaringen 31,1 24 1 1 2

Alb-Donau-Kreis 31,2 34 3 3 4

Calw 31,3 25 2 2 0

Freudenstadt 31,7 14 0 0 0

Main-Tauber -Kreis 31,8 18 15

L6rrach 31,9 21 5 2 3

Emmendingen 33,2 23 1 1 . 1

Breisgau-Hochschwarzwald 37,4 47 6 3 7

30,46 550 62 47 64

Sti chpr obe A S ti ch pro be B

Samtliche kommunale Tabellen mit Ubergangsquoten JUrdiese 20 Landkreise wurden im

Zeitraum JulilAugust 2006 im tnternet schrittweise aufgerufen und in eine Tabelle ko-

piert (vgl. Homepage des Statistischen Landesamtes). Ausgangspunkt der Sortierung wa-

ren somit 550 Tabellen mit Ubergangsquoten auf kommunaler Ebene. Diese wurden nun

vor dem Hintergrund, dass der Klassenteiler in Baden-Wurttemberg bei 33 Schillern liegt,

folgendermafien sortiert:

a) 62 Kommunen konnen tiber alle 16Jahre hinweg nicht mehr als 32 Schuler pro Jahr-

gang auf eine weiterfuhrende Schule schicken. Mit groBer Wahrscheinlichkeit handeltes sich in diesen Fallen urn Gemeinden mit einzugiger Grundschule. Aufgrund unter-

schiedlicher GemeindegroBen lassen sich nicht in allen Landkreisen entsprechende Ta-

bellen finden.b) Innerhalb dieser Gruppe befinden sich jedoch sog. .Zwergscbulen" mit weniger als 16

Schulern pro Jahrgang uber einen langeren Zeitraum. In diesen Schulen findet in der

Regel ein jahrgangsubergreifender Unterricht statt, d.h. die Klassenstufe 3/4 wird von

einer Lehrkraft unterrichtet. Fur die geplante Analyse scheiden diese Schulen somit

aus. Es bleiben insgesamt 47 Kommunen ubrig, die aller Voraussicht nach im Zeitraum

von 1990bis 2006 uber eine einzugige Grundschule mit 4 Klassen verfugen. 1mweite-

ren Verlauf der Analyse wird diese Auswahl als Stichprobe A bezeichnet.


c) Fur eine Vergleichsstichprobe B wurden Kommunen ausgewahlt, die tiber 16 Jahre

hinweg mindestens 33 Schuler und hochstens 79 Schuler auf weiterfuhrende Schulen

schicken. Durch das Auswahlkriterium wird gewahrleistet, dass es sich ebenfalls urn

sehr landlich gepragte, kleinere Gemeinden mit jedoch einer mindestens zweizugigen

Grundschule handelt. Der obere Wert wurde so festgesetzt, dass die beiden Stichpro-

ben ungefahr gleich umfangreich sind.

Fur die Datenanalyse stehen nun zwei Tabellen mit Ubergangsquoten von 1990/91 bis

2005/06 zur Verfugung:

Stichprobe A besteht aus Tabellen mit Ubergangsquoten fur einzugige Grundschulen,d.h. auf Klassenebene aggregierte Daten. Eine Zuordnung zu einzelnen Lehrkraften ist al-

lerdings nicht moglich,

Die Vergleichsstichprobe B besteht aus Tabellen mit Ubergansquoten fur mehrzugige

Grundschulen oder mehrere Grundschulen. Das Aggregationsniveau dieser Ubergangs-

quoten ist auf keinen Fall die Klassen- oder Lehrerebene, sondem immer die Schulebene.

Tabelle 2: Stichprobenbeschreibung (Mittelwerte und Standardabweichungen)

StichprobeSchOlerzahl pro Obergangsquoten

Grundschule Hauptschule Realschule Gymnasium

2 0, 1 (5 ,2 ) 37,8 % (13,7) 36,1 % (13,8) 24,9% (12,6)

56,5 (10,2) 39,4 % (10,6) 32,2 % (10,2) 27,2% (10,9)

A

B

Durch dieAuswahlkriterien ist anzunehmen, dass beide Stichproben bezuglich regionaler

~nd soziookonomischer Hintergrundmerkmale vergleichbar sind (vgl. Tabelle 3). DieUbergangsquoten unterscheiden sich zwar signifikant voneinander, bewegen sich jedoch

im typischen Bereich fur stark landlich gepragte Gemeinden mit einem geringen Angebot

an weiterfuhrenden Schulen, weiten Schulwegen und einer eher unterdurchschnittlichen

Bildungsaspiration der Eltem. Gyrnnasiale Ubergangsquoten deutlich unter 30 Prozent

und Hauptschulquoten nahe 40 Prozent sprechen fur diese Beschreibung.

3.2 Datenmodelle

Laut Hypothese muss~~nsich in den einzelnen Zeitreihen der Stichprobe A systematische

Lehrereffekte fur die Ubergangsquoten auf die einzelnen Schulformen nachweisen lassen.

Da die Daten allerdings nicht auf Lehrerebene aggregiert sind, sondem aufgrund der Aus-

wahl nur auf Klassenebene vorliegen, muss ein Modell konstruiert werden, das die Ab-

schatzung der systematischen Lehrereffekte erlaubt. Fur ein erstes, vereinfachtes Daten-modell werden folgende Annahmen gemacht:

- Die Tabellen in Stichprobe A enthalten Ubergangsquoten einzugiger Grundschulen

tiber einen Zeitraum von 16Jahren.

Aus arbeitsorganisatorischen Grunden unterrichten Grundschullehrkrafte in der Regel

mehrmals nacheinander den Jahrgangszyklus 3/4. Uber einen Zeitraum von zum Bei-

spiel sechs Jahren ist eine Grundschullehrkraft alle zwei Jahre maflgeblich fur die Bil-

dungsempfehlungen der Viertklassler und somit fur die Ubergangsquoten der einzugi-

gen Grundschule verantwortlich.



278 U. Maier: Systematische Lehrereffekte bei Ubergangsquoten auf weiterfuhrende Schul en

- Es ist sehr unwahrscheinlich, dass an einer einziigigen Grundschule ein Lehrerteam

(Lehrer a und b) uber 16Jahre h inweg abwechselnd d ie Klassenstufe 3 und 4 unter -

richtet. Genau dieser unwahrscheinliche Fall soli aber zur Berechnung eines verein-

fachten Modells zunachst einmal angenommen werden.

Tabel le 3 zeigt die vere in fach te Model lannahme am Beispiel der gy~asia len Uber-

gangsquoten. Zunachst wird dabei die durchschnittliche ~ymnasiale Ubergangsquote

(UQGY (x)) fur diese Grundschule x als Mittelwert aller 16 Ubergangsquoten berechnet.

Fur jedes Schuljahr wird sodann die Relation zum Schuldurchschnitt (REL) ermittelt. In

einem dritten Schritt werden fur jedes Schuljahr (ab dem dritten Schuljahr) zwei Artenvon Differenzen gebildet:

1. Die einjahrige Differenz als absolute Differenz der Relationen zum vorhergehenden

Schuljahr. In dieser ersten Modellannahme handelt es sich immer urn Differenzen zwi-

schen Lehrer a und b, d.h. urn .Fremddifferenzen".

2. Die zweijahrige Differenz als absolute Differenz der Relationen zum Schuljahr vor

zwei Jahren. In der Modellannahme sind dies immer Differenzen zwischen den Rela-

tionen eines Lehrers (a oder b), d.h. .Eigendifferenzen".

Tabelle 3: Modell 1- Erste Schatzung am Beispiel der Ubergangsquoten zum

Gymnasium

Schule x

ObergangsquoteRelation zum

Absol ute D if fer en z d er A bsol ut e Di ff ere nz d er

Schuljahr Lehrer GymnasiumSchuldurchschnitl

R el at io nen z um Re la ti on en z um Schu lj ah r

(in Prozent) vorhergehenden Schuljahr vor zwei Jahren

aOQGY(x,1)

REL (x,1) OQGY

(x,1) I OQGY ( x)

2 b OQGY(x,2) REL (x,2)

3 a OQGY(x,3) REL (x,3) I REL (x,3) - REL (x,2) I I R EL ( x, 3) - R EL ( x, 1) I

4 b OQGY (x,4) REL (x,4) I R EL (x,4) - REL (x,3) I . I REL (x,4) - REL (x,2) I

Durchschnitt OQGY (xl MW1J MW2J

Anmerkungen: OQGY =Obergangsquote Gymnasium; REL =Relation; MW 1J =Mittelwert der ~injiih-

rigen Differenzen; MW 2J =Mittelwert der zweijahrigcn Differenzen

Wenn es nun einen systematischen Lehrereffekt auf die gymnasialen Ubergangsquoten

gibt, das heiBtwenn sich die Ubergangsquoten von Lehrer a und Lehrer b aufgrund unter-

schiedlicher Urteilstendenzen signifikant voneinander unterscheiden, ist der Mittelwert

der einjahrigen Differenzen (MW 11), d.h. samtlicher Fremddifferenzen grolier als der

Mittelwert der zweijahrigen Eigendifferenzen (MW 2J).

Urn die Realitat an einziigigen Grundschulen besser beschreiben zu konnen, wird die-

ses erste, vereinfachte Modell angepasst. Folgende weitere Annahmen werden beruck-

sichtigt: Eine Grundschullehrkraft unterrichtet maximal dreimal nacheinander die Klas-

senstufe 3/4 und die vorhergehende bzw. die darauf folgende Grundschulabschlussklasse

wird nicht immer von dem gleichen Kollegen unterrichtet. Tabelle 4 zeigt ein mogliches

Beispiel fur die erweiterten Annahmen.


Tabelle 4: Modell 2 mit realistischem LehrerwechselSchule x

ObergangsquoteRelation zum

Absolute Dif ferenz der Absolute Dif ferenz derSchuljahr Lehrer Gymnasium

SchuldurchschnitlRelationen zum Relationen zum Schuljahr

(in Prozent) vorhergehenden Schuljahr vor zwei Jahren

a OQGY(x,1)REL (x,1) = OQGY

(x,1) I OQGY (x)

2 b OQGY (x,2) REL (x,2)

3 a OQGY (x,3) REL (x,3) FD ED4 b OQGY(x,4) REL (x,4) FD ED

5 a OQGY (x,5) REL (x,5) FD ED6 c OQGY (x,6) REL (x,6) FD FD7 d OQGY(x,7) REL (x,7) FD FD8 c OQGY (x,8) REL (x,8) FD EDg d OQGY (x,g) REL (x,g) FD ED10 c OQGY (x,10) REL (x,10) FD ED11 d OQGY (x,11) REL (x,11) FD ED12 b OQGY(x,12) REL (x,12) FD FD13 e OQGY(x,13) REL (x,13) FD FD14 a OQGY(x,14) REL (x,14) FD FD15 e OQGY(x,15) REL (x,15) FD ED16 a OQGY (x,16) REL(x,16) FD EDDurchschnitl OQGY(x) MW1J MW2J

Anmerkungen: OQGY =Ubergangsquote Gymnasium; REL =Relation; MW IJ=Mittelwert der einjah-

r igen Dif ferenzen; MW 2J =Mittelwert der zweijahrigen Differenzen; FD =Fremddifferenz; ED =Ei-

gendifferenz

. Bei den einjahrigen Differenzen erscheinen wiederum nur Fremddifferenzen, weil keineLehrkraft zweimal hintereinander die Klasse 4 unterrichten wird. Zumindest wird dies in

der Realitat so selten vorkommen, dass der Effekt zu vernachlassigen ist. Bei den zwei-

jahrigen Differenzen tauchen nun funf Fremddifferenzen auf. Da laut Hypothese diese

Fremddifferenzen groller sein miissen als die Eigendifferenzen, erhoht sich der Mittelwertder zweijahrigen Differenzen (MW 2J).

Die Hypothese gilt als bestatigt, wenn bei einer grofseren Anzahl von einziigigen

Grundschulen gezeigt werden kann, dass MW 11signifikant groller ist als MW 2J . Dieser

statistische Nachweis unterschatzt den systematischen Lehrereffekt, weiIbei den zweijah-

rigen Differenzen mit einem Anteil von mindestens ca. 30 Prozent Fremddifferenzen zu

rechnen ist, die den Unterschied (MW 11- MW 2J ) verkleinern. Hatte man reine Lehrer-

daten voriiegen, d.h. konnte klar zwischen Eigen- und Fremddifferenzen unterschieden

werden, wiirde sich automatisch ein grofierer Unterschied ergeben.

4 Ergebnisse

Die oben beschriebene Modellrechnung wurde nun auf die Datensatze der Stichproben A

und B angewandt. Die Datenanalyse erfolgte in zwei Schritten. Zunachst wurde fur jede

kommunale Tabelle der Mittelwert der einjahrigen und zweijahrigen Differenzen (MW 11

und MW 2J ) jeweils fur alle drei Schularten ermittelt (siehe Anhang: Rechenschritte und

Ausschnitt aus der Auswertungstabelle). In einem zweiten Schritt wurden die auf kom-

munaler Ebene aggregierten Werte MW 11und MW 2J fur beide Stichproben und alle

drei Schularten in eine gesonderte SPSS-Tabelle iibernommen und weiter analysiert.



- - - -280 U. Ma ier : Syst ema tis che Leh re re ffekte bei Ubergangsquot en auf we ite rf ti hrende Schul en

Die Hypothese gilt als bestatig t, wenn in Stichp robe A die Schu lm.ittel~erte der ein-

j ahrigen Dif fe renzen (MW 11 ) fur alle Schulformen h?her si~d als d I~ Mltt~lwerte der

zweijahr igen Di fferenzen (MW 2J) . Eine Gegenprobe hefer t dI~ VergleICh~st Ichpr~be B,

. d sich keine Lehrereffekte nachweisen lassen sollten. DIe Unterschiede zWIsche?

~We;J und MW 2J durfen fur al le Schulformen die S ignif ikanzg.renze nicht u?e rSChreI -

ten. Zur Hypothesenprufung wurden fur jede Schul form T-Tes ts fur gepaart e S ti chproben

mit den beiden Variablen MW 11und MW 2J berechnet .

Tabelle 5: Statistik bei gepaarten StichprobenStich probe A Mitlelwert N Standardabweichung

47 0,130

47 0,102

47 0,123

47 0,117

47 0,194

47 0,218

Obergangsquote Hauptschule MW 1J-HS

MW 2J-HS

0,356

0,313

Obergangsquote Realschule MW 1J-RS

MW 2J-RS

0,376

0,369

Obergangsquote Gymnasium MW 1J-GY

MW 2J-GY

0,513

0,476

Stichprobe B

Obergangsquote Hauptschule MW 1J-HS 0,189 64 0,067

MW 2J-HS 0,198 64 0,059

Obergangsquote Realschule MW 1J-RS 0,251 64 0,069

MW 2J-RS 0,261 64 0,093

Obergangsquote Gymnasium MW 1J-GY 0,271 64 0,082

MW 2J-GY 0,258 64 0,071

A k MW IJ HS - Mittelwert der einjahrigen Differenzen bei den Hauptschuliibergangsquo-mer ungen: - - ' ..

t en ' MW 2J-HS =Mittelwert der zweijahrigen Differenzen bel den Hauptschulubergangsquoten, usw., .

Die Mittelwerte der mittleren einjahrigen und zweijahrige~ Differenzen zeigen fur die

S ti chprobe A in die e rwart ete Richtung (vgl. ! .~b~lle 5) ..Be l den Hauptschul- undoGym~

nasialubergangsquoten s ind die mitt le ren zweij ahrigen Di fferenzen . (MW 2J) deuthch ge

ringer als die mit tleren einjahrigen Differenz~n ~MW 11):. .. .

In Tabel le 6 werden die Ergebnis se der Signif ikanzprufung dargestel lt. Fur die Haupt-

schulubergangsquoten in Stichprobe A lasst s i~l1ein~syst.emati~~her Lehrereffekt auf dem

1%-Signif ikanzniveau nachweisen und fur die gymnasia len ~bergangsq~.oten auf dem

5%-Signifikanzniveau. Ein systematischer Le~rereffekt auf dIe Realschulubergangsquo-

ten in Stichprobe A ist s tatist isch nicht nachweisbar,

Tabelle 6: T-Test bei gepaarten Stichproben

Gepaarte Oifferenzendf

SignifikanzT

(2-seitig)itlelwert s o

Stich p robe A

0,043 0,090 3,28 46 0,002W 1J-HS - MW 2J -HS

MW 1J-RS - MW 2J-RS 0,006 0,096 0,46 46 0,645

MW 1J-GY - MW 2J-GY 0,037 0,124 2,05 46 0,046

Stich probe B 1 5 63 0,127MW 1J-HS - MW 2J-HS -0,010 0,049 - ,5

MW 1J-RS - MW 2J-RS -0,010 0,056 -1,42 63 0,162

MW1J-GY-MW2J-GY 0,013 0,061 1,66 63 0,102

A k MW IJ HS - Mittelwert der einjahrigen Differenzen bei den Hauptschuliibergangsquo-mer ungen: - - '"

ten; MW 2J-HS =Mittelwert der zweijahrigen Differenzen bel den Hauptschulubergangsquoten, usw.

Zeitschrift fur Erziehungswissenschaft, 10. Jahrgang, Heft 2/2007, S. 271-284281

Bei Stichprobe B sind die Unterschiede zwischen den ein - und zweijahrigen mittleren

Dif ferenzen fur keine Schular t s ignif ikant. Die Gegenprobe mi t garanti er t mehrzugigen

und dennoch kleinen, landlichen Grundschulen bestatigt die Hypothese somit indirekt.

5 Diskussion

Wie lasst s ich der gefundene systematische Lehrereffekt auf Hauptschul- und Gymnasial-ubergangsquoten bewer ten? Zunachst e inmal mii ss en die mit der St ichprobenauswahl

verbundenen Einschrankungen bedacht werden. Urn Zeit re ihen fur Ubergangsquoten auf

dem Aggregat ionsniveau e inze lner Schulklassen zu erhal ten, mussten aus den regional

aufbere it et en Daten des S ta ti st ischen Landesamtes kle ine und vor a ll em sehr l andl iche

Kommunen ausgewahlt werden. Die Ergebnisse konnen aufgrund dieses Auswahlkriteri-

urns nicht ohne wei te res auf a ile Grundschulen i iber tragen werden. Es gib t j edoch keine

Argumente , den gefundenen Effekt n icht auch in anderen Regionen zu vermuten. Gerade

an kle inen Grundschulen mussten die Absprachen und Lei stungss tandards innerha lb des

i iberschaubaren Kollegiums eher homogener sein als in grolseren Grundschulen. Dennoch

ware es nat ii rl ich erst rebenswer t d ie Ana lyse anhand wei te re r Da ten mit einem anderenregional en Hintergrund zu wiederholen.

Die Datenana ly se basier t auf zwei grundlegenden Annahmen: (1) Wenn die Gesamt -

zahl der Grundschulabganger innerha lb e iner Kommune t iber mehrere Jahre hinweg kle i-

ner als 32' ist, h andelt es sich urn eine einzug ige Grundschule. (2) An einer ein ziigigenGrundschule werden die Klassen 3 und 4 iiber mehr ere Jahre hinweg von Lehrerteams im

Wechsel unterrichtet. Vor allem die zweite Annahme lasst s ich nicht exakt quantifizieren.

Urn den sys temati schen Lehreref fekt in se iner Hohe bes se r abschatzen zu konnen, waren

genaue Daten t iber die Einsa tzdauer von Lehrkra ft en in den ent sprechenden Klassenstu-

fen unabd ingbar. Als Hilfskonstruktion zur Analyse der nu r auf Klassen- und nicht auf

Lehrerebene aggregier ten Daten diente eine vereinfachte Model lrechnung, d ie den tat -sachlichen Lehrereffekt unterschatzt:

1 . Durch Lehre rwechse l innerha lb der 16 Jahre, fur die Ubergangsdaten vor li egen, kommt

es zu weiteren Fremddifferenzen, die den feststellbaren empirischen Effekt schrnalern.

2 . Die Ubergangsquoten bilden zwar sehr gut das Empfehlungsverhalt en der Grundschul-

l ehrkra ft e ab, st immen mi t d iesem jedoch nicht hunder tprozentig i iberein. Se lbst fur

Baden- Wurttemherg muss ein Effekt der elterlichen Bildungsaspiration au f Uber -

gangsquoten berucksichtigt werden. Dies schmalert den empirisch fests tellbaren Effekt

ebenfalls.

3 . Se lbst d ie sorgfa lt ige Auswahl anhand der bildungsst ati sti schen Daten garanti er t na-

t iir li ch nicht , das s si ch hinte r al len Kommunaltabe ll en der S tichprobe A tat sachlich

auch einzugige Grundschulen verbergen. Durch Zuruckstellungen oder Schulerabgan,

ge wahrend der drit ten und vie rt en Klasse konnte e ine Grundschulabgangerzahl von 32

durchaus auch bei e iner zweizugigen Grundschule mogli ch se in .

Die tats achli che S ta rke der systemati schen Lehreref fekte auf Hauptschul - und Gymna-

sialiibergangsquoten muss demnach hoher angesetzt werden als der durch die empiri-

s chen Ana lysen nachgewiesene , st ati sti sch signif ikante Effekt. Auffa llend i st , dass si ch

fur die Reals chulubergangsquoten kein Lehre re ffekt nachweisen lasst . Uber mogl iche




Griinde fur dieses Ergebnis lasst sich nur spekulieren. Vermutlich sind die Hauptschul-

und Gymnas ia lempfeh lungen d ie k ri ti schen I nd ikato ren fur unterschiedliche Leistungs-

st anda rds von Grundschullehrkraften.

Die gefundenen Lehrereffekte bestatigen zentr al e Ergebnis se der b ishe rigen Fors chun-

gen zur Selektionsdiagnostik am Ende der Grundschulzeit. Die Bildungsempfehlungen

und damit nattirlich auch die getroffenen Obergangsentscheidungen haben nicht nur eine

maliige prognostische Validitat, sondem haugen auch von den Leistungsstandards einzel-

ne r Grundschu len und e inze lner Grundschullehrkrafte abo

Uber die praktische Relevanz und Bedeutsamkeit heterogener Leistungsstandards in-

nerhalb eines Grundschulkollegiums kann man naturlich wei te rh in gete ilt er Me inung

sein. Wahrend einige empirische Befunde dahingehend interpretiert werden, dass Noten

und Ubergangsempfehlungen so objektiv wie nur moglich sind (vgl. DITTON/KROSKEN

2006) oder die Leistungsstandards der Grundschullehrkrafte im Vergleich zu den zwi-

schenschulischen Differenzen noch als recht homogen bewertet werden konnen

(LEHMANN/PEEKIGANSFUf3 1997), gibt die hier vorgestellte Analyse eher Anlass zu einer

kritischeren Betrachtung des Empfehlungsverhaltens von Lehrem. Wenn sich selbst mit

bildungsstatistischen Regionaldaten, die nur eine sehr "grobkomige" Auflosung der in-

nerschulischen Prozesse liefem, ein systematischer Lehrereffekt auf Ubergangsquoten fur

Haupts chu len und Gymnas ien nachwe is en lasst, kann dies durchaus als weiterer Beleg fur

die institutionelle Beteiligung am Zustandekommen von Fehlplatzierungen im Bildungs-

sys tem interpret iert werden.

Dass diese durch Lehrer verursachte, systematische Verzerrung von Ubergangsquoten

innerhalb einer Grundschule die soziale Selektivitat stutzt, b le ib t ei ne p laus ib le, jedoch

empirisch noch zu prufende Vermutung. Es ist vor allem denkbar, dass sich Lehrkrafte

mit sehr hohen Leistungserwartungen eher konservativ entscheiden werden, wenn es urn

eine Gymnasialempfehlung geht. Im Zweifelsfall werden Kinder aus bildungsnahen

Schichten, deren Eltem zusatzliche Ressourcen aufbieten konnen, fur das Gynmasium

empfohlen. Lehrkrafte dagegen, die uber mehre re J ah re h inweg relativ hohe gynmasiale

Ubergangsquoten aufweisen konnen, haben entwederweniger strenge Bewertungsmafs-

stabe oder konnen Schuler durch 'ein anspruchsvolles Unter richtsangebot opt imal fordern.

Vor allem letzteres konnte im Sinne einer kompensatorischen Erziehung zu einer Reduk-

tion sozialer Selektivitat beitragen, wird jedoch mit Sicherheit ni ch t d ie Regel sein. Uber

einen Einsatz standardisierter Vergleichsarbeiten als zusatzlicher Orientierungshilfe fur

Lehrkrafte und Eltem beim Ubergang in die Sekundarstufe I sollte deshalb we iter nach-

gedach t werden ( vgl . LEHMANN 2002). Ers te Ergebnis se aus dem Schwe izer P il ot pro jekt

.Deutschfreiburger Ubergangsmodell" st immen hi erzu du rchaus op timi st is ch ( vgl . BAERIS-

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In stit ut fu r EfZ1:h~ngswl sSenschaf t, Ab te il ung Schulpadagog ik; Oberbet tr inger st raBe

200, 73525 Schwabisch Gmund, Tel. 07171-983-273, E-Mail: [email protected]





284 U. Maier: Systematische Lehrereffekte bei Obergangsquoten auf weiterfuhrende Schulen

Anhang

Die Rechenschritte konnen anhand eines anonymisierten Ausschnitts aus dem Datensatz

der Stichprobe A nachvollzogen werden (Tabelle 7).

Tabelle 7: Ausschnitt aus dem Datensatz der Stichprobe A

Gemeinde X mit folgenden durchschnittlichen Ubergangsquoten:

HS: 37,4 %; RS: 35, 7 %;GY: 25 ,8 %

Schul jahrSchOlerOQ-HS OO-RS OQ-GY REl HS REl RS REL GY 1JHS 2JHS 1J RS 2JRS 1JGY 2JG Y

1990/91 18 55,6 27,8 16,7 1,4879 0,7798 0,6467

1991/92 10 30 40 20 0,8028 1,122 0,7744

1992/93 16 43,8 31,3 25 1,1721 0,878 0,9681 0,3693 0,3158 0,244 0,0982 0,1936 0,3214

1993/94 18 55,6 38,9 5,6 1,4879 1,0912 0,2168 0,3158 0,6851 0,2132 0,0309 0,7512 0,5576

1994/95 23 39,1 43,5 13 1,0463 1,2202 0,5034 0,4415 0,1258 0,129 0,3422 0,2865 0,4647

1995/96 21 33,3 42,9 23,8 0,8911 1,2034 0,9216 0,1552 0,5968 0,0168 0,1122 0,4182 0,7047

1996/97 20 40 30 30 1,0704 0,8415 1,1617 0,1793 0,0241 0,3619 0,3787 0,2401 0,6583

1997/98 24 25 45,8 25 0,669 1,2847 0,9681 0,4014 0,2221 0,4432 0,0813 0,1936 0,0465

1998/99 20 45 35 20 1,2042 0,9818 0,7744 0,5352 0,1338 0,3029 0,1403 0,1936 0,3872

1999/00 28 32,1 28,6 39,3 0,859 0,8022 1,5218 0,3452 0,19 0,1795 0,4825 0,7473 0,5537

2000101 23 47,8 17,4 34,8 1,2791 0,4881 1,3475 0,4201 0,0749 0,3142 0,4937 0,1742 0,5731

2001/02 31 29 32,3 38,7 0,776 0,906 1,4985 0,5031 0,083 0,418 0,1038 0,151 0,0232

2002/03 26 42,3 34,6 23,1 1,132 0,9705 0,8945 0,3559 0,1472 0,0645 0,4825 0,6041 0,453

2003/04 27 37 18,5 44,4 0,9901 0,5189 1,7193 0,1418 0,2141 0,4516 0,3871 0,8248 0,2207

2004/05 26 19,2 53,8 26,9 0,5138 1,5091 1,0416 0,4763 0,6182 0,9902 0,5386 0,6776 0,1471

2005/06 26 23,1 50 26,9 0,6182 1,4025 1,0416 0,1044 0,372 0,1066 0,8836

°0,6776

MW1 J MW2 J MW1 J MW2 J MW1 J MW2 JMittelwerte: HS HS RS RS GY GY

0,3389 0,2716 0,3025 0,3254 0,3897 0,4135

Anmerkungen zu den Rechenschritten:

1. Berechnung der durchschnittl ichen Obergangsquoten auf Hauptschule, Realschule und Gymnasium

t iber 16Schuljahre fur die Gemeinde X.2. Berechnung der relativen Abweichungen von den durchschnittl ichen Obergangsquoten pro Schuljahr:

REL HS; REL RS; REL GY.3. Berechnung der einjahrigen mid zweijahrigen absoluten Differenzen zwischen den relativen Abwei-

chungen ab dem Schuljahr 199211993: IJHS, 21 HS, usw.•4. Mittelwerte aus den einjahrigen und zweijahrigen Differenzen: MW \J HS, MW 2J HS, usw.

Rezensionen

Kein Abschied von der "Wissensgesellschaft"

Sammelrezension zu:

1. Hans-Dieter Kubler: Mythos Wissensgesellschaft. Gesellschaftlicher Wandel zwischen

Information, Medien und Wissen. Eine Einfiihrung. Wiesbaden: VS Verlagfor Sozial-wissenschaften 2005.220 S. ISBN 3-531-14484-7. Preis: 17,90 £.

2. Uwe H. Bittlingmayer/Ullrich Bauer (Hrsg.): Die" Wissensgesellschaft". Mythos,

Ideologie oder Realitdt? Wiesbaden: VS Verlagfur Sozialwissenschaften 2006. 693 S.

ISBN 978-3-531-14535-8. Preis: 49,90 €.

3. Dirk Tdnzler/Hubert Knoblauch/Hans-Georg Soeffner (Hrsg.): Zur Kritik der Wissens-

gesellschaft. Konstanz: UVK Verlagsgesellschaft 2006. 300 S. ISBN 978-3-89669-674-

8. Preis: 29,- €.

Die Problematik des unzureichend definierten und

zwischen Gegenwartsdiagnose und Zukunftsprog-

nose oszillierenden Begriffs der Wissensgesell-

schaft wird inzwischen in fast allen einschlagigen

Publikationen angesprochen. Das hat weder zu ei-

ner ubergreifenden Begri ffsklarung noch zur Ab-

nahme seiner durch Pol it ik und Wir tschaf t gefor -

derten Popularitat gefuhrt. Dass eine groJ3eBand-

breite von Themen aus unterschiedlichen Positio-

nen in diversen Textsor ten unter diesem Begri ff

auch dann behandelt wird, wenn er in Anfuhrungs-

zeichen gesetz1 wird, zeigen exemplarisch die fol-

genden aktuellen Publikationen, die das Thema

vorwiegend kri ti sch auf einer eher allgemeinen

Ebene behandeln.

Kiibler , Mythos Wissensgesell schaft . Das Buch

.Mythos Wissensgesellschaft" von Hans-Dieter

KUBLERist im Zusammenhang mit einer Arbeit desVerfassers fur die Bundeszentrale fur politische Bil-

dung entstanden und so erklart sich auch der aufkla-

rerisch-erklarende Gestus. Gleich zu Beginn wird

eine weitgehende Gleichsetzung zwischen Wissens-

und Inforrnationsgesellschaft vorgenommen. KOB-

LERgreift hier auf das Werk .Das Informationszeit-

alter" von Manuel CASTELLSuruck, in dem die ge-

genwartige Gesellschaft durch die Ausstattung und

Durchdringung samtlicher Lebensbereiche mit In-

forrnationstechnologien charakterisiert wird sowie

dadurch verursachte dezentrale und flexiblere Pro-

duktions- und Arbeitsweisen.

Knapp und verstandl ich werden Konzepte wie

das der .Dienstleistungsgesellschaft", der .nachin-

dustriellen Gesellschaft", der "Medien- undloder

Kommunikationsgesellschaft", der .Risikogesell-

schaft" und der .Erlebnisgesellschaft" beschrieben

und kritisch miteinander verglichen. Die Darstel-

lung der Konzepte der .Jnfbrmationsgesellschaft"

wird durch einen kurzen Uberblick tiber die realen

Entwicklungen der Informations- und Kommuni-

kationstechnologien bis zur Gegenwart erganzt,

Die Wissensgesellschaft erscheint dem Autor als

att rakt ive Metapher, mit der sogar Kontrares (wie

die Vorherrschaft und der Bedeutungsruckgang wis-

senschaftlichen Wissens) bezeichnet werden kann.

Die aktuelle Rede von der .Wissensgesellschaft"

versaume es aber, auf bisherige analytische Oberle-

gungen zum Wissensbegriff zuruckzugreifen, Diesholt der Autor in aller Kiirze, aber auch Dichte nach

und kommt zu dem Schluss , dass Wissen "ein ana-

Iyt isch int ransparentes , dif fuses Phanomen" sei ,

"das eher beschworen, mystifiziert wird, als es hin-

reichend erforscht i st ", das man l ieber " typologi -

s iert , a ls dass man sich seiner prinzipie llen huma-

nen, vom Subjekt nicht losbaren Qualitat analytisch

versichert" (S. 118).

Fur ihn ist nicht Wissen das zentrale Kri terium

der gegenwartigen Gesellschaft(en), sondem ver-

Maier - Systematische Lehrereffekte Bei Uebergangsquoten Auf Weiterfuehrende Schulen

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