Interessen sind persönliche Präferenzen für Gegenstände und Aktivitäten. Sie können sich auf das Verhalten auswirken und sind als „Austauschbeziehung zwischen einer Person und ihrer sozialen und gegenständlichen Umwelt“ charakterisierbar (Krapp, 2001, S. 286; siehe auch Krapp, Hidi & Renninger, 1992). Die Operationalisierung von Interesse erfolgt in der Regel differentialpsychologisch über die Erfassung der Einstellung gegenüber einer Tätigkeit oder einem Gegenstand. Empirische Studien belegten wiederholt, dass es sich bei Grundschülern 1 - trotz zunehmender Medieneinflüsse - um in der Regel (noch) breit und hoch interessierte Kinder handelt Psychologie in Erziehung und Unterricht, 2005, 52, 100 - 112 © Ernst Reinhardt Verlag München Basel Gifted and Specially Interested? Interests and Leisure Time Activities of Gifted Elementary School Children Summary: Gifted children are claimed to invest high interest and to have interests different from those of children with average intelligence. We examined leisure time interests and academic interests of three samples of elementary school children (grade 4): 116 intellectually gifted (IQ: M = 135, s = 6), 116 children of average intelligence (IQ: M = 102, s = 7), and 116 unselected pupils. Except for somewhat higher mathematical interests of the gifted pupils, the profiles and the intensity of interests were widely similar in all three samples. Gender differences were generally large and in accordance with the sex roles. Statements in the literature about giftedness that deviate from these findings are probably due to either speculations and/ or to methodologically deficient studies. There is no valid reason to claim special courses for the gifted on the grounds of a putatively specific interest profile. Keywords: Gifted pupils, intelligence, interests, leisure time activities, elementary school students, Marburg Giftedness Study Zusammenfassung: In Elternratgebern und Checklisten wird häufig behauptet, hochbegabte Kinder zeichneten sich durch eine besondere, von ihrer Altersgruppe abweichende Interessenlage aus. Zur Überprüfung dieser These wurden drei Stichproben von Grundschulkindern (4. Jahrgangsstufe) mit standardisierten Verfahren zu Freizeit- und Schulinteressen befragt: 116 intellektuell Hochbegabte (IQ: M = 135, s = 6), 116 intellektuell durchschnittlich Begabte (IQ: M = 102, s = 7), 116 Viertklässler (Zufallsstichprobe aus 544 unausgelesenen Schulkindern). Die Ergebnisse belegen eine hohe Übereinstimmung der Interessenlagen der drei Stichproben. Durchgängig höher - jedoch nur mit kleinen Effektgrößen - waren lediglich die Werte der Hochintelligenten in mathematischen Interessen. Im Gegensatz dazu wurden große Geschlechtsunterschiede im Sinne der Geschlechtsrollen beobachtet. Von diesen Befunden abweichende Aussagen in der Literatur zu Hochbegabung sind vermutlich auf Mutmaßungen und/ oder methodisch defiziente Studien zurückzuführen. „Hochbegabungsspezifische“ Interessen können nicht als zentrales Argument für spezielle Hochbegabtenkurse herangezogen werden. Schlüsselbegriffe: Hochbegabung, Intelligenz, Interessen, Freizeitbeschäftigungen, Grundschulkinder, Marburger Hochbegabtenprojekt ■ Empirische Arbeit Hochintelligent und besonders interessiert? Über Interessen und Hobbys hochbegabter Grundschulkinder Christiane Pruisken, Detlef H. Rost Philipps-Universität Marburg 1 Im allgemeinen Fall verwenden wir aus Gründen der Lesbarkeit die männliche Form. Hochintelligent und besonders interessiert? 101 (z. B. Furtner-Kallmünzer, Hössl, Janke, Kellermann & Lipski, 2002; vgl. auch Renninger, 1998). Von einem massiven Interessenmangel im Sinne einer „veränderten Kindheit“ (Dollase, 2001) kann in dieser Altersgruppe bislang generell nicht ausgegangen werden (Fromme, Meder & Vollmer, 2000). Bereits bei Grundschülern beobachtete man massive Geschlechtsunterschiede im Sinne traditioneller Geschlechtsrollenorientierung (vgl. Gardner, 1998; Todt, 2000). Von intellektuell hochbegabten Kindern wurde und wird in einführenden Büchern, Ratgebern und Infobroschüren zum Thema „Hochbegabung“ behauptet, bei ihnen läge eine „spezifische“ Interessenlage vor (z. B. Jost, 1999; Urban, 2000; Ey-Ehlers, 2001; Anderski, 2003; Stapf, 2003). Checklisten zur „Identifikation“ von Hochbegabung (z. B. bei Jost, 1999; Elbing, 2000) weisen - neben anderen vermeintlichen Merkmalen - auf „besondere“ Interessen bzw. korrespondierende Verhaltensweisen als mögliche Indikatoren für Hochbegabung hin: „Interesse an vielen ,Erwachsenenthemen‘“ (Bundesministerium für Bildung und Forschung, 2003, S. 24; vgl. Elbing, 2000; Seyfried & Polleichtner, 2000), „breit gestreute, vielfältige Interessen oder auch einseitig in die Tiefe gehende Beschäftigung mit einem (für das Alter ungewöhnlichen) Spezialgebiet“ (Urban, 2000, S. 22), „ausgefallene Hobbys“ (Brandenstein, 2003, S. 32; vgl. Urban, 2000), „selbstmotiviertes Lesen vieler Bücher“ (Bundesministerium für Bildung und Forschung, 2003, S. 23, auch Seyfried & Polleichtner, 2000), Lesestoffe, „die über die Altersstufe deutlich hinausgehen“ (Bundesministerium für Bildung und Forschung, 2003, S. 23, vgl. Elbing, 2000), „Freude am Rechnen“ (Brandenstein, 2003, S. 33) usw. Diese „besondere“ Interessenlage soll ein wichtiger Grund dafür sein, dass Hochbegabte Schwierigkeiten hätten, Freunde zu finden (Davis & Rimm, 2004; Billhardt, 1998). Empirisch wurde diese „typische Interessenlage“ bisher selten überprüft. Die wenige vorhandene Literatur ist zudem häufig auch nur eingeschränkt interpretierbar (forschungsmethodische Schwächen: kleine Stichproben, heterogene Altersgruppen, vorselektierte Gruppen wie Teilnehmer von Förderprogrammen bzw. Auswahl über Lehrer- oder Elternnomination, keine Kontrollgruppen, divergierende Definitionen und Operationalisierungen von Hochbegabung etc.). Vor allem methodisch solidere Untersuchungen konstatierten keine oder nur unbedeutende Gruppenunterschiede (Terman, 1925; Witty & Lehman, 1927; Cassel & Hendsch, 1962; Rost & Hanses, 1994). Beobachtete man dennoch Interessendifferenzen, dann im sprachlichen sowie im mathematisch-kognitiven Bereich; allerdings wurden diese nur selten durch Kontrollgruppenvergleiche abgesichert (Übersicht: Pruisken, 2004). Die Kinder der berühmten Termanstudie beispielsweise bevorzugten von ihren Klassenkameraden als besonders schwierig eingeschätzte Schulfächer, lasen mehr und außerdem häufiger Bücher, die allgemein eher von älteren Kindern gewählt wurden und die aus einem breiteren inhaltlichen Spektrum stammten. Auch interessierten sie sich mehr für ruhigere, kognitiv orientiertere Hobbys und wählten eher typische Beschäftigungen höherer Altersgruppen. Diese Beobachtung lag u. a. vermutlich auch darin begründet, dass - bedingt durch Termans Selektionsprozedur - ein nennenswerter Teil der Hochbegabten jeweils die jüngsten Kinder der Klasse waren, also vermutlich Anregungen von ihren älteren Klassenkameraden suchten und erhielten - jüngere waren nicht vorhanden. In den meisten Freizeitaktivitäten unterschieden sich Termans Hochbegabte jedoch nicht von Kontrollgruppenkindern. Terman (1925, S. 378) stufte die Interessen Hochbegabter zusammenfassend als „recht normal“ ein . Angesichts der methodischen Mängel vieler Studien ist fraglich, ob die thematisierten Interessenunterschiede als typische Merkmale hochbegabter Grundschulkinder anzusehen sind oder vor allem diejenigen charakterisieren, welche an Schulexperimenten, Förderprogrammen oder Sommercamps teilnehmen bzw. Privatschulen besuchen und damit ein per definitionem ausgelesenes Klientel darstellen. Solche Kinder scheinen sich durch be- 102 Christiane Pruisken, Detlef H. Rost sondere Motivation und hohe Leistungen auszuzeichnen. Gleiches dürfte auch für durch Lehrkräfte vorausgelesene Kinder gelten, da Lehrer vor allem begabte, leistungsstarke und interessierte Schüler als hochbegabt identifizieren, weniger jedoch hochbegabte Underachiever (vgl. Rost & Hanses, 1997). Die schon erwähnten Unterschiede zwischen Jungen und Mädchen bzw. Männern und Frauen in ihren Interessen, Zielsetzungen, Freizeitaktivitäten und Hobbys gehören zu den bestgesicherten differentialpsychologischen Befunden (Todt, 1978; Colley, 1986; Todt, 2000; Lowman & Carson, 2003). Die empirische Hochbegabungsforschung hat dies auch für sehr gut Begabte belegt (Übersicht: Rost, 1991). In diesem Zusammenhang wurde dagegen häufig betont, hochbegabte Kinder, insbesondere Mädchen, orientierten sich weniger an den typischen Geschlechtsrollen als durchschnittlich begabte Mädchen; ihre Interessen, Einstellungen und Ziele ähnelten eher denen von Jungen, einschließlich Abenteuerspielen und Freiluftsport, aber auch Knobeln und Problemlösen (Kerr & Nicpon, 2003; ähnlich auch Calic-Newman, 2003). Außerdem wurde behauptet, viele begabte Mädchen hätten „ein breiter gefächertes Interessenspektrum als Jungen“ (Bundesministerium für Bildung und Forschung, 2003, S. 66; vgl. Holling & Kanning, 1999; Jost, 1999; Stapf, 2003). Beides konnte jedoch - zumindest für intellektuell hochbegabte Jugendliche - empirisch bislang nicht bestätigt werden (Rost & Hoberg, 1998). Fragestellung Vor dem Hintergrund der erwähnten einschlägigen Forschungsbefunde soll diese Studie drei allgemeine Fragen klären: a) Haben (unausgelesene) hochintelligente Viertklässler andere (Freizeit-)Interessen und Hobbys als nicht-hochbegabte gleichaltrige Kinder, und wenn ja, pflegen sie sie häufiger? Wir vermuten, dass nur geringe Unterschiede bestehen. b) Zeigen sich auch bei Hochintelligenten die bekannten geschlechtsbezogenen Interessenunterschiede? Diese sollten auch bei Hochbegabten beobachtbar sein. c) Lässt sich die postulierte Wechselwirkung zwischen Begabung und Geschlecht belegen? Methode Stichproben Drei Stichproben à 116 Schüler (je 58 Mädchen und 58 Jungen) der vierten Klasse wurden untersucht: intellektuell Hochbegabte (HB), intellektuell durchschnittlich Begabte (DB), Referenzgruppe (RG). Die hoch- und durchschnittlich intelligenten Kinder stammten aus dem Marburger Hochbegabtenprojekt (vgl. genauer Rost, 1993 a; 2000) und wurden aus über 7000 Grundschülern der 3. Jahrgangsstufe entsprechend ihrer allgemeinen Intelligenz „g“ sensu Spearman (1927) ausgewählt und ein Jahr später befragt. Die 151 intellektuell Hochbegabten wiesen einen IQ = 135 auf (s = 6). Für die Auswahl der 136 intellektuell durchschnittlich Begabten wurden diejenigen Schulkinder gezogen, die möglichst nah beim Mittelwert der Verteilung lagen (IQ = 102; s = 6). Die Referenzgruppe bestand aus eigens für diese Studie untersuch- Hochbegabte (HB) Durchschnittlich Referenzgruppe (RG) Begabte (DB) Ju Mä Ju +Mä Ju Mä Ju + Mä Ju Mä Ju + Mä N 58 58 116 58 58 116 58 58 116 Alter M 9.8 9.7 9.8 9.8 9.8 9.8 9.8 9.7 9.8 s 0.4 0.4 0.4 0.6 0.6 0.6 0.6 0.6 0.6 IQ M 135.4 134.9 135.2 102.1 101.8 101.9 Nicht Nicht Nicht s 6.1 6.1 6.1 6.2 6.9 6.5 erhoben erhoben erhoben Tabelle 1: Übersicht über die untersuchten Stichproben, aufgegliedert nach Jungen (Ju) und Mädchen (Mä) Hochintelligent und besonders interessiert? 103 ten 544 Grundschulkindern aus 27 Klassen der 4. Jahrgangsstufe aus zwei deutschen Bundesländern (281 Mädchen, 259 Jungen; Befragung 1999/ 2000). Diese Stichprobe wurde gezogen, um einen Vergleich zu einer aktuellen und intelligenzmäßig nicht vorselektierten Gruppe Gleichaltriger zu ermöglichen. Da die zur Auswertung geplanten zweifaktoriellen multi- und univariaten Varianzanalysen bei gleichen Zellbesetzungen sehr robust sind und selbst nennenswerte Voraussetzungsverletzungen den α - Fehler praktisch nicht beeinflussen und weil Wechselwirkungsanalysen bei ungleichen Zellbesetzungen sehr artefaktanfällig sind, stellten wir bei den nachfolgend berichteten Analysen gleiche Zellhäufigkeiten her, ausgehend von der kleinsten Zellbesetzung (58 durchschnittlich begabte Mädchen). Alle anschließenden Berechnungen beziehen sich auf die in Tabelle 1 aufgeführten sechs Substichproben. Variablen Intellektuelle Begabung Zur Auswahl der Hoch- und durchschnittlich Intelligenten setzte das Marburger Hochbegabtenprojekt eine drei Verfahren umfassende Testbatterie ein: Grundintelligenztest Skala 20 (CFT 20, Weiß, 1987; Kombinationswert aus den Subtests „Serien“ und „Matrizen“), Zahlen-Verbindungstest (ZVT; Oswald & Roth, 1978) und „Sprachliche Analogien 3/ 4“ (Portmann, 1974), ergänzt um Aufgaben aus den „Sprachlichen Analogien 5/ 6“ (Portmann, 1975), dem „Frankfurter Analogietest 4-6“ (Belser, Anger, Bargmann & Raatz, 1972) sowie dem „Frankfurter Analogietest 7-8“ (Belser, Anger & Bargmann, 1965). Die Integration der drei Intelligenzfacetten erfolgte als Komponentenscore (Ladungen: a = .83, CFT 20; a = .71, ZVT; a = .81, verbale Analogien; vgl. Rost 1993 b). In der Referenzstichprobe konnte die intellektuelle Leistungsfähigkeit nicht erhoben werden. Interessen Der aus drei Teilen (A, B, C) bestehende Differentielle Interessentest für 9bis 12-jährige Kinder (DIT-K) wurde von Todt (1987) speziell für das Marburger Hochbegabtenprojekt entwickelt. DIT-K, Teil A. Mit neun Skalen à fünf Items (fünfstufiges Antwortformat) wurde erfragt, wie gerne die Kinder verschiedene Tätigkeiten aus folgenden Bereichen tun würden: Sport ( α HB = .39, α DB = .58, α RG = .40; Beispiel „Schwimmen“), Literatur und Sprache ( α HB = .74, α DB = .59, α RG = .54; „Bücher lesen“), Musik ( α HB = .77, α DB = .75, α RG = .67; „Lieder lernen“), Kunst ( α HB = .66, α DB = .69, α RG = .62; „mit Gips, Ton oder anderem Material modellieren“), Technik ( α HB = .73, α DB = .77, α RG = .78; „ein Spielzeugauto bauen“), Biologie ( α HB = .77, α DB = .69, α RG = .68; „Pflanzen sammeln, pressen und aufkleben“), Wirtschaft ( α HB = .78, α DB = .74, α RG = .70; „anderen etwas verkaufen“), Sozialpflege ( α HB = .84, α DB = .78, α RG = .74; „mich um Kameraden/ Kameradinnen kümmern, die keine Freunde haben“) und Mathematik ( α HB = .79, α DB = .77, α RG = .69; „Aufgaben im Kopf rechnen“). Mit Ausnahme der Skala „Sport“ waren alle Homogenitätskoeffizienten für Gruppenvergleiche mindestens zufriedenstellend (vgl. Lienert & Raatz, 1998). DIT-K, Teil B. Der zweite Teil zielte auf interessengeleitetes Verhalten in neun Bereichen. Mit je einem Item (fünfstufiges Antwortformat; wir führen exemplarisch die sechs Items für die Skala „Musik“ auf) werden (1) das generelle Interesse („ein Musikinstrument spielen“), (2) der Wunsch nach Informationsaufnahme und -vertiefung („mehr darüber erfahren, wie berühmte Musiker ihre Musikstücke komponiert haben“), (3) die Ausdauer („bei schwierigen Musikstücken besonders oft und intensiv üben“), (4) das Anspruchsniveau („zum Vorspielen besonders schwierige Musikstücke aussuchen“), (5) die Neugier bzw. Phantasie („beim Spielen eines Musikstückes immer wieder neue Arten des Spieles ausprobieren“) und (6) die Selbständigkeit („neue Musikstücke selbst aussuchen und selbständig einüben“) in neun verschiedenen Gegenstandsbereichen thematisiert. Es wurden folgende Bereiche angesprochen (in Klammern jeweils der zentrale Iteminhalt der Skala): Technik ( α HB = .89, α DB = .93, α RG = .89; Technikbaukasten), Umwelt ( α HB = .87, α DB = .82, α RG = .89; Folgen der Verunreinigung von Bächen für Pflanzen und Tiere), Natur ( α HB = .89, α DB = . 84, α RG = .88; Zusammenleben von Tieren und Pflanzen am Teich), Zeichnen/ Malen ( α HB = .87, α DB = .87, _RG = .86; Zeichnen oder Malen), Musik ( α HB = .90, α DB = .92, α RG = .89; ein Musikinstrument spielen und Auseinandersetzung mit Musikstücken), Mathematik ( α HB = .94, α DB = .93, α RG = .93; Auseinandersetzung mit Mathematikaufgaben), Geschichte ( α HB = .94, α DB = .92, α RG = .90; Auseinandersetzung mit dem Leben früher), Fremdsprachen ( α HB = .88, α DB = .86, α RG = .82; Erlernen einer fremden Sprache und Auseinandersetzung mit der Kultur des Landes) und Lesen ( α HB = .88, α DB = .87, α RG = .87; Bücher lesen, aus denen man etwas lernen kann). Die Homogenitäten waren sehr gut. DIT-K, Teil C. Dieser Teil erfragte zum einen das Interesse an den Fächern Deutsch, Mathematik, Sport, Sachunterricht, Musik und Kunst („Wie gern hast Du die folgenden Unterrichtsfächer? “, fünfstufiges Antwortformat), zum anderen die Häufigkeit, mit der vier Freizeitinteressen ausgeübt werden: Technik (3 Items; α HB = .83, α DB = .84, α RG = .88; Beispiel „mit einer elektrischen Eisenbahn spielen“), Tiere (3 Items; α HB = .58, α DB = .59, 104 Christiane Pruisken, Detlef H. Rost α RG = .55; „Tiere beobachten“), Basteln/ Haushalt (5 Items; α HB = .77, α DB = .77, α RG = .71; „basteln“, „kochen oder sonst etwas im Haushalt tun“) und Ballsport (4 Items; α HB = .65, α DB = .64, α RG = .76; „Tischtennis spielen“). Alle Items wiesen ein fünfstufiges Antwortformat auf. Die Skalenhomogenitäten waren zufriedenstellend bis gut. Auswertung Mittelwertsunterschiede analysierten wir, getrennt für die jeweiligen Fragebogenteile, mittels multivariater Varianzanalysen (2 × 2 MANOVA: Geschlecht × Stichprobe). Bei multivariat statistisch signifikanten Effekten folgten univariate Nachfolgeanalysen mit post hoc-Tests nach Tukey. Die Zellbesetzungen (n = 58 pro Zelle) machten poweranalytische Überlegungen erforderlich. Geht man von einer sinnvoll interpretierbaren kleinen Effektstärke von f = .15 aus (entspricht eta 2 = .022 bzw. im Zweigruppenfall d = 0.30), ergäbe sich bei einem 2 × 3 varianzanalytischen Versuchsplan (Geschlecht × Stichprobe) bei α = .05 zwar für den Geschlechtsfaktor ein akzeptabler Fehler 2. Art von β = .21, für den Stichprobenfaktor sowie für die Interaktion würde er jedoch auf β = .30 ansteigen. Deswegen setzen wir einheitlich α = .10, was für die Wechselwirkung und den Stichprobenfaktor zu einer akzeptablen Power von 1β = .80 führt (vgl. Cohen, 1988), für den Geschlechtsfaktor sogar zu einer Teststärke von 1β = .87. Multivariat erfolgte keine α -Adjustierung. Wegen der inhaltlichen Relevanz verzichteten wir bei univariaten Interaktionen ebenfalls auf eine α -Anpassung. Univariat wurde bei den Haupteffekten familywise (d. h. für die Teile A und B und für Teil C-Fachinteresse sowie Teil C-Ausübungshäufigkeit von Freizeitaktivitäten, jeweils separat für die Faktoren „Stichprobe“ und „Geschlecht“) adjustiert (effektstärkenbasierte sequentielle α -Adjustierung in Modifikation der von Holm, 1979, vorgeschlagenen Strategie; Rost, 2005). Wir adjustierten mit abnehmender Effektgröße das Signifikanzniveau wie folgt: größter Effekt α = .100; zweitgrößter α / 2 = .050; drittgrößter α / 3 = .033; viertgrößter α / 4 = .025 usw. Unser Vorgehen favorisiert - wie die Holmsche Methode - stärkere (d. h. vermutlich eher replizierbare) gegenüber kleineren (d. h. vermutlich kaum replizierbaren) Effekten, ist aber etwas liberaler, was angesichts der mageren Literaturlage angemessen erscheint. Die Interpretation statistisch signifikanter (abgekürzt: s.) Gruppendifferenzen orientiert sich an Effektstärken (d im univariaten Zweigruppenvergleich, eta 2 in den anderen Fällen; vgl. Cohen, 1988). Beim Vergleich von Jungen und Mädchen indiziert ein negatives Vorzeichen einen höheren Mittelwert der Mädchen. Ergebnisse Bei der Bewertung der nachfolgend berichteten Gruppendifferenzen sollte beachtet werden, dass innerhalb und zwischen den Fragebogenteilen nennenswerte, zum Teil sogar hohe Interkorrelationen bestanden. Von den 378 möglichen Korrelationskoeffizienten gab es aber nur zwei, bei denen die Varianzüberlappung die Grenze von 50 % überschritt (Teil B „Umwelt“/ “Natur“: 59 %; Mathematik Teil A/ Teil B: 62 %). Vier Korrelationskoeffizienten indizierten mehr als 40 % Varianzüberlappung (Technik Teil A/ Teil B: 48 %; Mathematik Teil A/ Teil C-Unterrichtsinteressiertheit und Mathematik Teil B/ Teil C-Unterrichtsinteressiertheit 47 %; Musik Teil A/ Teil B: 44 %). Alle anderen Koeffizienten zeigten weniger als 40 % gemeinsame Variablenvarianz an, so dass hinreichend Spezifität besteht. 2 Gruppenunterschiede DIT-K, Teil A: Interesse an verschiedenen Aktivitäten Die Mittelwerte und Streuungen der drei Stichproben sind, nach Geschlecht getrennt, Tabelle 2 zu entnehmen. Die multivariate Varianzanalyse weist den Geschlechts- und Stichprobeneffekt (p < .001; eta 2multi = .516 und p < .001; eta 2multi = .087) wie auch die Wechselwirkung „Geschlecht x Stichprobe“ (p = .013; eta 2multi = .049) als statistisch signifikant aus. Univariaten Nachfolgeanalysen zufolge gab es hybride Wechselwirkungen in den zwei Skalen „Technik“ und „Kunst“ (eta 2 = .032 und eta 2 = .017; jeweils s.). Der Stichprobeneffekt ist nicht interpretierbar, wohl aber der Geschlechtseffekt: Mädchen waren an Inhalten und Aktivitäten aus dem Bereich „Kunst“ interessierter, Jungen dagegen an Beschäftigungen aus dem Bereich „Technik“. Der Geschlechtsunterschied war dabei in der Gruppe der Hochbegabten deutlich geringer (d = 0.85) als in den beiden anderen Gruppen 2 Die Interkorrelationstabelle kann bei den Autoren angefordert werden. Hochintelligent und besonders interessiert? 105 (DB: d = 1.29, RG: d = 1.66). Bei „Kunst“ waren die Geschlechtsdifferenzen in der Gruppe der durchschnittlich Begabten unbedeutend (d = -.15; RG: d = -.61; HB: d = -.84). In allen anderen Skalen fanden sich nach sequentieller α -Adjustierung statistisch signifikante und auch praktisch bedeutsame Geschlechtseffekte im Sinne der traditionellen Geschlechtsrollen: 0.32 (Wirtschaft) ≤ |d| ≤ 1.24 (Technik; siehe Tabelle 2). Statistisch signifikante Stichprobeneffekte traten jedoch nur in „Wirtschaft“ und „Mathematik“ (eta 2 = .043 und eta 2 = .024) auf: HB und DB erzielten in „Wirtschaft“ niedrigere Werte als die Schüler der RG (HB vs. RG: d = 0.51; DB vs. RG: d = 0.33). HB interessierten sich allerdings mehr für Mathematik als DB (d = 0.36); die Unterschiede zwischen HB und RG (d = 0.12) bzw. RG und DB (d = 0.25) waren nicht überzufällig. DIT-K, Teil B: Interessengeleitetes Verhalten In diesem Teil des Fragebogens gab es multivariate statistisch signifikante Geschlechts- und Stichprobenunterschiede (p < .001; eta 2multi = .416 und 670; p = .013; eta 2multi = .049) bei einer statistisch signifikanten Interaktion (p = .002; eta 2multi = .057). Univariat traten nur in den beiden Skalen „Technik“ (eta 2 = .029; ähnliche Größenordnung wie in Teil A) bzw. „Musik“ (eta 2 = .021) statistisch signifikante hybride Wechselwirkungen auf. Es sind nur Geschlechtseffekte interpretierbar (Technik: d = 1.18; höheres Interesse der Jungen; s.; Musik: d = -0.53; höheres Interesse der Mädchen; s.). Zudem zeigte sich, dass der Geschlechtsunterschied in „Technik“ in der RG am größten war (d = 1.59), bei den DB lag er bei d = 1.16, bei den HB bei d = 0.80. In „Musik“ war er am HB DB RG Skala Ju Mä Ju + Mä Ju Mä Ju + Mä Ju Mä Ju+Mä Sport M 20.0 19.4 19.7 19.9 19.3 19.6 20.9 19.0 19.9 s 3.1 2.9 3.0 4.0 3.0 3.5 2.7 3.0 3.0 Lit. u. M 18.2 20.3 19.2 17.1 19.6 18.4 17.7 20.4 19.0 Sprache s 4.0 3.3 3.8 3.9 2.7 3.6 3.7 2.6 3.5 Musik M 16.0 18.2 17.1 14.8 17.9 16.4 15.2 17.5 16.4 s 4.6 3.6 4.3 4.8 3.5 4.5 3.7 4.2 4.1 Kunst M 18.5 20.9 19.7 20.1 20.6 20.3 18.8 20.7 19.8 s 3.4 2.5 3.2 3.8 2.8 3.3 3.6 2.9 3.4 Tech- M 20.9 18.0 19.5 21.5 17.2 19.3 21.4 15.5 18.5 nik s 3.3 3.5 3.7 2.7 3.9 4.0 3.5 3.6 4.6 Bio- M 18.9 21.5 20.2 20.2 21.0 20.6 19.1 20.6 19.9 logie s 3.6 2.7 3.4 3.2 3.0 3.1 3.7 2.9 3.4 Wirt- M 17.9 17.5 17.7 19.2 17.7 18.4 20.4 18.8 19.6 schaft s 4.0 3.6 3.8 3.9 3.2 3.6 3.4 3.8 3.7 Sozial- M 16.6 19.2 17.9 17.5 19.7 18.6 18.3 19.6 19.0 pflege s 4.0 3.5 4.0 3.7 3.2 3.6 4.0 3.1 3.6 Mathe- M 20.3 18.0 19.2 18.0 17.3 17.7 19.7 17.7 18.7 matik s 3.4 4.6 4.2 4.2 4.3 4.3 3.5 4.1 3.9 Tabelle 2: Mittelwerte (M) und Standardabweichungen (s) für die Skalen des DIT-K Teil A für Jungen (Ju) und Mädchen (Mä) der Hochbegabten (HB), durchschnittlich Begabten (DB) und der Referenzgruppe (RG) 106 Christiane Pruisken, Detlef H. Rost größten bei DB (d = -0.91; HB: d = -0.46; RG: d = -0.22). Auch bei mathematischen (d = 0.45, zugunsten der Jungen) und fremdsprachlichen Aktivitäten (d = -0.30; zugunsten der Mädchen) gab es nach α -Adjustierung statistisch bedeutsame Geschlechtsunterschiede. Stichprobendifferenzen sind nur in „Mathematik“ beobachtbar (eta 2 = .033; s.): Die Hochbegabten hoben sich von den anderen Gruppen durch ein etwas höheres Interesse ab (HB vs. DB d = 0.54, HB vs. RG d = 0.52), DB und RG unterschieden sich nicht (d = 0.02; siehe Tabelle 3). DIT-K, Teil C: Fachinteresse und Ausübungshäufigkeit von Freizeitinteressen Fachinteresse: Multivariat lagen eine statistisch signifikante Interaktion (p = .013; eta 2multi = .037) und signifikante Haupteffekte vor (Stichprobeneffekt: p < .001; eta 2multi = .051; Geschlechtseffekt: p < .001; eta 2multi = .191). Die univariaten (hier: disordinalen) Wechselwirkungen betrafen die Fächer „Musik“ und „Sport“ (eta 2 = .030 und eta 2 = .014, jeweils s.). Statistisch bedeutsame Stichprobenunterschiede zeigten sich in den Fächern „Deutsch“ und „Mathematik“ (eta 2 = .041 und eta 2 = .030) und - wegen der Interaktion nicht interpretierbar - „Musik“ (eta 2 = .027). In den post hoc-Tests traten jedoch nur in „Mathematik“ statistisch relevante Differenzen zugunsten der HB im Vergleich zu den DB auf (d = 0.41; siehe Tabelle 4). Auch die Referenzgruppe interessierte sich mehr für Mathematik als die DB (d = 0.29), HB und RG unterschieden sich statistisch nicht signifikant (d = 0.10). HB DB RG Skala Ju Mä Ju + Mä Ju Mä Ju + Mä Ju Mä Ju+Mä Tech- M 25.4 21.8 23.6 26.5 21.0 23.8 26.4 18.7 22.6 nik s 3.8 5.2 4.9 3.4 6.1 5.7 3.9 5.8 6.2 Um- M 23.3 24.2 23.7 23.5 23.7 23.6 23.8 23.2 23.5 welt s 4.8 4.2 4.5 4.2 4.6 4.4 4.7 5.4 5.1 Natur M 23.5 24.8 24.2 24.9 25.0 24.9 24.0 24.0 24.0 s 4.7 4.0 4.4 3.6 4.1 3.8 4.2 5.1 4.7 Zeich- M 24.8 26.7 25.8 26.2 26.0 26.1 25.2 26.3 25.8 nen/ Mas 4.2 3.3 3.9 3.8 3.9 3.8 4.4 3.8 4.1 len Musik M 21.1 23.6 22.3 18.9 24.2 21.6 21.1 22.4 21.7 s 6.0 4.8 5.6 7.3 4.3 6.5 6.2 5.7 5.9 Mathe- M 26.6 22.7 24.7 22.7 21.6 22.2 24.3 21.5 22.9 matik s 4.0 5.9 5.4 6.0 6. 6.0 5.2 6.7 6.2 Ge- M 23.6 22.8 23.2 22.8 23.5 23.1 22.2 22.4 22.3 schichte s 5.4 5.3 5.3 5.8 4.3 5.1 5.5 5.6 5.5 Fremd- M 24.1 24.5 24.3 22.9 24.4 23.7 22.9 24.6 23.8 sprachen s 4.2 4.1 4.1 4.8 4.1 4.5 4.1 4.2 4.2 Lesen M 25.2 23.8 24.5 23.6 23.3 23.4 23.5 23.1 23.3 s 4.3 4.8 4.6 4.5 4.9 4.7 4.7 5.0 4.8 Tabelle 3: Mittelwerte (M) und Standardabweichungen (s) für die Skalen des DIT-K Teil B für Jungen (Ju) und Mädchen (Mä) der Hochbegabten (HB), durchschnittlich Begabten (DB) und der Referenzgruppe (RG) Hochintelligent und besonders interessiert? 107 Geschlechtsunterschiede gab es in „Kunst“ zugunsten der Mädchen (d = -0.44; s.), die Jungen zeigten statistisch signifikant größeres Interesse an Mathematik und Sachkunde (d = 0.42 und d = 0.33). Die Wechselwirkung in „Musik“ ist wie folgt zu beschreiben: Während Stichprobenmittelwertsdifferenzen bei den Mädchen vernachlässigbar sind (größtes d = 0.22 bei HB vs. RG), erreichten sie bei den Jungen kleine bis mittlere Größenordnungen (RG vs. HB d = 0.34; HB vs. DB d = 0.40; RG vs. DB d = 0.76). In „Sport“ sind die Verhältnisse vergleichbar. Die Mittelwerte der drei Mädchenstichproben sind praktisch identisch, nicht jedoch die der drei Jungenstichproben (HB vs. DB d = 0.28; RG vs. DB d = 0.32; RG vs. HB d = 0.59). Ausübungshäufigkeit von Freizeitinteressen. Bei der Frage, wie häufig bestimmte Hobbys ausgeübt werden, waren multivariate Geschlechts- und Stichprobeneffekte (p < .001; eta 2multi = .527 und p < .001; eta 2multi = .066) wie auch eine statistisch signifikante Interaktion (p = .007; eta 2multi = .030) belegbar. Diese Wechselwirkung betraf univariat nur „Ballsport“ (eta 2 = .038; s.): Wegen der hybriden Interaktion ist die Interpretation des Stichprobeneffekts nicht zulässig, wohl aber die des Geschlechtseffekts. Tabelle 5 weist aus, dass bei HB und RG vergleichbare Geschlechtsdifferenzen vorlagen (d = 1.17 bzw. d = 1.25), während der Unterschied zwischen Jungen und Mädchen innerhalb der DB gering ausfiel (d = 0.38). Statistisch bedeutsame und interpretierbare Stichprobendifferenzen dokumentierten sich univariat bei „Tiere“ und „Basteln/ Haushalt“ (eta 2 = .099 und eta 2 = .057). Dies sind keine Begabungseffekte, da sich sowohl Hochals auch durchschnittlich Begabte von der Referenzgruppe unterschieden, aber nicht untereinander (siehe Tabelle 5). Bei der Wechselwirkung in „Ballsport“ lagen die Sachverhalte bei den Jungen ähnlich: Beide Begabungsgruppen hatten ein niedrigeres Interesse an Sport als die Referenzgruppe (HB-Ju vs. RG-Ju d = 0.71 bzw. DB-Ju vs. RG-Ju d = 0.74), die hoch- und durchschnittlich begabten Jungen unterschieden sich nicht (d = 0.12). HB DB RG Skala Ju Mä Ju + Mä Ju Mä Ju + Mä Ju Mä Ju+Mä Tech- M 3.7 3.9 3.8 3.5 3.7 3.6 3.9 4.2 4.1 nik s 1.0 0.9 0.9 1.1 1.1 1.1 1.0 0.8 0.9 Um- M 4.6 4.1 4.3 4.0 3.8 3.9 4.5 4.0 4.2 welt s 0.8 1.2 1.0 1.1 1.1 1.1 0.9 1.2 1.1 Natur M 4.5 4.6 4.5 4.7 4.6 4.6 4.9 4.6 4.7 s 1.0 0.6 0.8 0.7 0.8 0.8 0.4 0.7 0.6 Zeich- M 4.2 4.1 4.2 4.4 4.0 4.2 4.5 4.1 4.3 nen/ Mas 0.9 0.8 0.9 0.8 1.1 1.0 0.8 0.9 0.9 len Musik M 3.8 4.4 4.1 3.3 4.2 3.7 4.2 4.1 4.2 s 1.2 1.0 1.1 1.4 1.0 1.3 0.9 1.0 0.9 Mathe- M 4.0 4.6 4.3 4.2 4.4 4.3 4.2 4.7 4.5 matik s 1.0 0.7 0.9 0.9 0.9 0.9 1.0 0.5 0.8 Tabelle 4: Mittelwerte (M) und Standardabweichungen (s) für die Skalen des DIT-K Teil C-Fachinteresse für Jungen (Ju) und Mädchen (Mä) der Hochbegabten (HB), durchschnittlich Begabten (DB) und der Referenzgruppe (RG) 108 Christiane Pruisken, Detlef H. Rost Bei den Mädchen lagen die Verhältnisse anders: Hier gab es einen deutlichen Begabungseffekt zugunsten der durchschnittlich Begabten (HB-Mä vs. DB-Mä d = 0.51), jedoch kaum Effekte im Vergleich zur Referenzgruppe (DB-Mä vs. RG-Mä d = 0.12; HB- Mä vs. RG-Mä d = 0.36). Auch bei den Ausübungshäufigkeiten zeigten sich Geschlechtseffekte in erwarteter Richtung: Jungen beschäftigten sich wesentlich häufiger mit Technik und übten öfters die vorgeschlagenen Ballsportarten aus (d = 1.46 und d = 0.90, beide s.). Mädchen gingen häufiger Aktivitäten aus dem Bereich „Malen/ Basteln und Haushalt“ und öfters „Hobbys mit Tieren“ nach (d = -0.56 und d = -0.39, jeweils s.). Diskussion Unter Berücksichtigung der durch die Stichprobenziehung und die gewählten Operationalisierungen von „Interesse“ bedingten Restriktionen lassen sich die eingangs formulierten drei allgemeinen Fragen wie folgt beantworten: (a) Beim Vergleich hochintelligenter Kinder der vierten Klasse mit gleichaltrigen durchschnittlich Begabten und einer Stichprobe unausgelesener Viertklässler konnten wir nur in wenigen Bereichen - und nur geringe - Effekte der Begabungsgruppenzugehörigkeit belegen. Kleine bis mittlere Unterschiede zwischen Hoch- und durchschnittlich Intelligenten traten durchgehend nur im Bereich „Mathematik“ (Kopfrechnen, Aufgabenlösungen suchen etc.) zugunsten der Hochbegabten auf (0.36 ≤ |d| ≤ 0.54). Trotz der zu Beginn des Ergebnisteils erwähnten hohen Interkorrelationen der verschiedenen Mathematikinteressensskalen zeigten sich differentielle Effekte: In Teil A, in dem das Interesse an alltäglichen Unterrichtsinhalten und -tätigkeiten in Mathematik angesprochen wird (z. B. „Aufgaben im Kopf rechnen“), unterschieden sich die Hochbegabten nicht von den Referenzgruppenschülern (was verständlich ist, da in der Referenzgruppe die gesamte Begabungsbreite vertreten war, also auch überdurchschnittlich intelligente Schüler). Im hochbegabungsspezifischen Teil B wird dagegen das Interesse an anspruchsvolleren mathematischen Aktivitäten abgefragt (z. B. „bei freier Wahl von Mathematikaufgaben besonders schwierige Aufgaben aussuchen“); hierin erzielten erwartungsgemäß die Hochintelligenten höhere Werte als die Kinder der Referenzgruppe. In Anbetracht ihrer großen kognitiven Leistungsfähigkeit ist es nicht verwunderlich, dass Hochbegabte in Mathematik, einem Gebiet, in dem sie aufgrund ihrer intellektuell fort- HB DB RG Skala Ju Mä Ju + Mä Ju Mä Ju + Mä Ju Mä Ju+Mä Tech- M 10.5 5.9 8.2 10.4 5.9 8.1 10.8 6.3 8.5 nik s 3.1 3.0 3.8 3.5 2.9 3.9 3.4 2.9 3.9 Tiere M 6.8 8.5 7.6 7.8 8.6 8.2 9.3 10.4 9.9 s 2.3 3.3 2.9 2.9 3.3 3.1 2.6 3.1 2.9 Basteln/ M 15.5 18.7 17.1 17.1 18.8 18.0 18.5 20.1 19.3 Haushalt s 3.5 3.6 3.9 4.3 3.7 4.1 4.2 3.2 3.8 Ball- M 10.6 7.5 9.0 10.2 8.9 9.5 13.0 8.5 10.7 sport s 2.8 2.5 3.1 3.6 3.1 3.4 3.9 3.3 4.2 Tabelle 5: Mittelwerte (M) und Standardabweichungen (s) für die Skalen des DIT-K Teil C-Ausübungshäufigkeit von Freizeitinteressen für Jungen (Ju) und Mädchen (Mä) der Hochbegabten (HB), durchschnittlich Begabten (DB) und der Referenzgruppe (RG) Hochintelligent und besonders interessiert? 109 geschrittenen Entwicklung wahrscheinlich gehäuft Erfolgserlebnisse haben, ein höheres Interesse entwickeln (vgl. Todt, 1985; Todt & Schreiber, 1998). Die längsschnittlichen Befunde von Hanses (2000) legen darüber hinaus nahe, dass sich eine Beschäftigung mit Mathematik fördernd und stabilisierend auf Intelligenz auswirkt. Kinder, die in der zweiten Testung des Marburger Hochbegabtenprojekts nach sechs Jahren nicht mehr (instabil Hochintelligente, d. h. „IQ-Absteiger“) oder erstmals („IQ-Aufsteiger“) ein Ergebnis im Hochbegabungsbereich erhielten, unterschieden sich von den stabil Hochintelligenten bzw. durchschnittlich Begabten auch in ihren Interessen, besonders in Mathematik. Die instabil Hochbegabten wiesen in verschiedenen Bereichen Interessenwerte in der Größenordnung der Werte der durchschnittlich Begabten oder darunter auf. Die Interessenwerte der „IQ-Aufsteiger“ lagen bei denen der stabil Hochintelligenten oder darüber. Bei der Auswahl von Hobbys - nicht nur für Hochbegabte - scheint es demnach relevant zu sein, auch inhaltlich fordernde Aktivitäten mit einzubeziehen, wenn man sein Kind intellektuell besonders fördern möchte. (b) Im Vergleich zu den kleinen Stichprobenunterschieden (HB, DB, RG) traten in fast allen Gebieten nennenswerte Geschlechtsunterschiede auf (0.32 ≤ | d | ≤ 1.46). Das Interesse an bestimmten Tätigkeitsbereichen und die Ausübung verschiedener Hobbys ist im Grundschulalter wahrscheinlich wesentlich stärker vom Geschlecht als von der Intelligenz bestimmt, was in guter Übereinstimmung mit differentialpsychologischen Befunden steht (vgl. z. B. Merz, 1980; Buse, 1996; Wigfield, Battle, Keller & Eccles, 2002). Diskriminanzanalytisch konnten durch die Interessenskalen im engeren Sinne (DIT-K Teil A und B) 85.6 % unserer Probanden dem richtigen Geschlecht zugeordnet werden, bei den Häufigkeitsangaben (Teil C) waren es 83.6 %. Diese Resultate liegen in der von Rost und Hoberg (1998) ermittelten Größenordnung der diskriminanzanalytischen Vorhersage des Geschlechts bei 15-jährigen Jugendlichen mit Hilfe der Generellen Interessen-Skala (GIS, Brickenkamp, 1990). Sowohl im späten Grundschulalter als auch im Jugendalter scheint, wie schon gesagt, die Begabung in Relation zum Geschlecht kaum eine Rolle für die Interessenentwicklung zu spielen. (c) Es ließen sich nur wenige Wechselwirkungen zwischen „Stichprobe“ und „Geschlecht“ aufzeigen: Von 28 möglichen Interaktionen waren nur sieben statistisch signifikant. Nur im Bereich „Technik“ gab es Hinweise auf die in der Einleitung thematisierte geringere Orientierung der Mädchen an den Geschlechtsrollen: In der Gruppe der Hochbegabten waren die Geschlechtsunterschiede geringer als bei den durchschnittlich Begabten bzw. als in der Referenzgruppe (DIT-A: d = 0.85 vs. d = 1.29 bzw. d = 1.66, siehe Tabelle 2; DIT-B: d = 0.80 vs. d = 1.16 bzw. d = 1.59, siehe Tabelle 3); die Werte der hochbegabten Mädchen lagen in Teil A und B näher bei denen der hochbegabten Jungen. Bei allen anderen Interaktionen waren die Effekte unsystematisch. Da Wechselwirkungen erfahrungsgemäß häufig stichprobenspezifisch und damit nur schwer replizierbar sind, sollten sie erst einmal in einer Nachfolgeuntersuchung erhärtet werden, ehe weiterführend interpretiert wird. Zusammenfassend gibt es aufgrund unserer Befunde keinen Anlass, von einer einseitigen Interessenlage Hochbegabter auszugehen. Wie bereits bei Terman (1925) fallen mehr Gemeinsamkeiten als Unterschiede hochbegabter Grundschüler mit ihren Klassenkameraden auf. Unsere Ergebnisse fügen sich gut in das Bild der bisherigen (wenigen) solideren Studien ein, die keine oder nur geringfügige Interessendifferenzen ausmachen konnten (siehe Witty & Lehmann, 1927; Cassel & Hendsch, 1962; Rost & Hanses, 1992) und widersprechen Beschreibungen hochbegabter Kinder, welche in speziellen Beratungsstellen vorgestellt werden (Stapf, 2003; Wittman & 110 Christiane Pruisken, Detlef H. Rost Holling, 2001). Offensichtlich werden diese Stellen regelmäßig von Eltern mit Hochbegabten aufgesucht, die durch andersartige Interessen auffallen und die nicht mit „den“ Hochbegabten identisch sind (siehe auch Holling, Preckel, Vock & Wittmann, 1999; vgl. Kalinowski-Czech, 1988; Wittmann, 2003). Beratungsstellen werden definitionsgemäß häufiger von Eltern mit Kindern mit auffälligem/ abweichendem Verhalten genutzt. Andersartige Interessen und/ oder soziale Probleme sind also nicht erwartungsfremd. Es ist wichtig, Eltern darauf hinzuweisen, dass „besondere“ Interessen (und soziale Isolation) in der Regel keine Indikatoren für eine intellektuelle Hochbegabung sind. Von daher sind auch die diesbezüglichen Behauptungen in der Ratgeberliteratur sowie die entsprechenden Checklistenitems (z. B. Jost, 1999; Urban, 2000; Stapf, 2003) in Frage zu stellen. Hochbegabte scheinen nicht generell andere Freizeitbeschäftigungen als ihre Klassenkameraden zu benötigen. Da sie sich in den meisten Interessenbereichen und in ihrer Persönlichkeit (Rost, 1993 a; 2000) - abgesehen von der kognitiven Leistungsfähigkeit - nicht von den Altersgenossen unterscheiden, steht einer gemeinsamen Freizeitgestaltung kaum etwas entgegen. Solide empirische Belege für die Praxis, spezielle Kurse mit in der Altersgruppe allgemein beliebten Aktivitäten ausschließlich für Hochintelligente (und nicht auch für beispielsweise überdurchschnittlich Begabte) anzubieten, fehlen. Als Argument für eine Beschränkung solcher Kurse auf Hochbegabte wird immer wieder angeführt, nur so fänden die (aufgrund ihrer andersartigen Interessen) häufig sozial isolierten Hochbegabten neue Freundschaften (Billhardt, 1998; Davis & Rimm, 2004). Abgesehen davon, dass die These, eine höhere Intelligenz führe mit einer höheren Wahrscheinlichkeit auch zu einer sozialen Ablehnung, als widerlegt angesehen werden kann (Schneider, 1987; Czeschlik & Rost, 1988; Czeschlik & Rost, 1995; Rost & Czeschlik, 1994; Schilling, 2002), ist fraglich, ob - wie teilweise intendiert - isolierten oder „gemobbten“ Kinder ein „Schutzraum“ in Form einer Freizeitgestaltung unter Hochbegabten hilft. Eine gezielte Verbesserung sozialer Kompetenzen im Sinne eines social skills- Trainings erscheint in der Regel erfolgversprechender (Schneider & Byrne, 1985; Blonk, Prins, Sergeant, Ringrose & Brinkman, 1996; Petermann, Menzel & Petermann, 2001). Aus der Mobbing-Forschung ist zudem bekannt, dass zumeist auch nicht ein einziges besonderes Merkmal Auslöser für die Ausgrenzung ist, sondern Opfer durch ein Bündel unsicherer Verhaltensweisen charakterisierbar sind (Olweus, 1995 a, b; vgl. auch Craig, 1998). Es wäre ein Fehler, unsere Ergebnisse so zu interpretieren, dass keine Freizeitkurse angeboten werden sollten, die ein höheres Niveau aufweisen, zum Denken und Erforschen anregen und herausfordern etc. Dies ist besonders für hochintelligente Kinder, die in der Schule nur unzureichende begabungsgerechte Förderung erhalten, empfehlenswert. Kritisch sei angemerkt, dass für einen erfolgreichen und zufrieden stellenden Besuch solcher Kurse nicht unbedingt ein IQ ≥ 130 Voraussetzung sein muss. Auch „nur“ gut begabte, wissbegierige Kinder können die Zielgruppe sein. Aus sozialen Gründen erscheint eine Förderung oder Freizeitgestaltung nur unter Hochbegabten - von wenigen Ausnahmen abgesehen - auch nicht sinnvoll. Schließlich: Es sollte nicht übersehen werden, dass die „Betroffenen“ selbst (Eltern, Lehrkräfte und auch Jugendliche) separierende Fördermaßnahmen mehrheitlich nicht favorisieren (Rost, 1993 c; Sparfeldt, Schilling & Rost, 2004). Literatur Anderski, C. (2003). Begabte Kinder hoch begaben. Düsseldorf: Alein. Belser, H., Anger, H. & Bargmann, R. (1965). Frankfurter Analogietest FAT 7-8. Weinheim: Beltz. Belser, H., Anger, H., Bargmann, R. & Raatz, U. (1972). Frankfurter Analogietest FAT 4-6. Weinheim: Beltz. Billhardt, J. (1998). Das hochbegabte Kind in der heutigen Schule und im Elternhaus. (8. Aufl.). 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