Psychologie in Erziehung und Unterricht
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0342-183X
Ernst Reinhardt Verlag, GmbH & Co. KG München
101
2015
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Die Veränderung kognitiver Fähigkeiten über die Sommerferien
101
2015
Andreas Fink
Silke Luttenberger
Andrea Krammer
Daniel Macher
Ilona Papousek et al.
Studien aus dem US-amerikanischen Raum legen nahe, dass die Sommerferien den Rhythmus des Lernens unterbrechen und insbesondere bei Kindern aus Familien mit einem niedrigen sozio-ökonomischen Status zu einem Verlust kognitiver Fähigkeiten führen können. In Europa wurden Ferieneffekte bislang jedoch kaum untersucht. In der vorliegenden Studie wird der Ferieneffekt in einer österreichischen Stichprobe mit neunwöchigen Sommerferien untersucht. Die Ergebnisse zeigen sowohl Verluste als auch Gewinne für Schülerinnen und Schüler der Sekundarstufe I. So stieg die Lesefertigkeit über die Ferien an, wohingegen sich für die Rechtschreibung, das rechnerische Denken und die Intelligenz Verluste ergaben. Die Leistungsgewinne bzw. -verluste scheinen vor allem davon abhängig zu sein, inwiefern die kognitive Beschäftigung angeregt wird. Im Gegensatz zu US-amerikanischen Studien konnten die Kinder innerhalb von neun Wochen nach Schulbeginn Verluste an kognitiven Fähigkeiten wieder aufholen und auch familiäre Variablen, wie der Bildungsstand der Mutter, hatten nur einen sehr geringen Einfluss auf mögliche Ferieneffekte.
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n Empirische Arbeit Psychologie in Erziehung und Unterricht, 2015, 62, 303 -315 DOI 10.2378/ peu2015.art22d © Ernst Reinhardt Verlag München Basel Die Veränderung kognitiver Fähigkeiten über die Sommerferien Andreas Fink, Silke Luttenberger, Andrea Krammer, Daniel Macher, Ilona Papousek, Elisabeth M. Weiss, Manuela Paechter Universität Graz Zusammenfassung: Studien aus dem US-amerikanischen Raum legen nahe, dass die Sommerferien den Rhythmus des Lernens unterbrechen und insbesondere bei Kindern aus Familien mit einem niedrigen sozio-ökonomischen Status zu einem Verlust kognitiver Fähigkeiten führen können. In Europa wurden Ferieneffekte bislang jedoch kaum untersucht. In der vorliegenden Studie wird der Ferieneffekt in einer österreichischen Stichprobe mit neunwöchigen Sommerferien untersucht. Die Ergebnisse zeigen sowohl Verluste als auch Gewinne für Schülerinnen und Schüler der Sekundarstufe I. So stieg die Lesefertigkeit über die Ferien an, wohingegen sich für die Rechtschreibung, das rechnerische Denken und die Intelligenz Verluste ergaben. Die Leistungsgewinne bzw. -verluste scheinen vor allem davon abhängig zu sein, inwiefern die kognitive Beschäftigung angeregt wird. Im Gegensatz zu US-amerikanischen Studien konnten die Kinder innerhalb von neun Wochen nach Schulbeginn Verluste an kognitiven Fähigkeiten wieder aufholen und auch familiäre Variablen, wie der Bildungsstand der Mutter, hatten nur einen sehr geringen Einfluss auf mögliche Ferieneffekte. Schlüsselbegriffe: Ferieneffekt, kognitive Fähigkeiten, Lesen, rechnerisches Denken, Intelligenz Changes in Cognitive Abilities Over the Course of the Summer Vacation Summary: US-American studies show that the summer vacations interrupt the rhythm of learning and that they may result in a loss of cognitive abilities. This learning loss is moderated by the socioeconomic status of the students’ families. In Europe only few studies investigated the summer learning loss. The present study investigates summer learning losses in an Austrian sample with a nine-week long summer break. The results show losses as well as gains for middle school students. The students experienced gains in reading, but losses in spelling, math computation, and intelligence. Whether students experience losses or gains seem to depend on the degree of cognitive stimulation over the summer break. Contrary to US-American studies students could catch up losses within nine weeks after start of school. Also socio-economic variables such as the mother’s educational background had a very low impact on summer learning losses. Keywords: Summer learning loss, cognitive abilities, reading, calculating, intelligence Ein insbesondere vor den Sommerferien häufig aufgegriffenes Thema in den österreichischen Medien betrifft die Länge der Schulferien. Mit neun Wochen liegt Österreich im europäischen Mittelfeld. So sind die Ferien zwar länger als in Ländern mit sechswöchigen Sommerferien wie Dänemark, Deutschland oder Großbritannien, andererseits jedoch kürzer als in Ländern mit elfbis dreizehnwöchigen Sommerferien wie Finnland, Spanien, Portugal oder Irland. Als problematisch an der Länge der Ferien wird in der Regel der angesichts kürzerer Urlaubszeiten der Eltern zusätzliche Aufwand in der Kinderbetreuung gesehen. Probleme, die sich aus der langen Sommerpause für die kognitive Entwicklung der Schülerinnen und Schüler ergeben, werden dagegen kaum thematisiert. Tatsächlich zeigen Studien aus dem US-amerikanischen Raum, dass die Sommerferien den gewohnten Rhythmus des Lernens unterbrechen und zu 304 Andreas Fink et al. einem Verlust kognitiver Fähigkeiten führen können (Cooper, Nye, Charlton, Lindsay & Greathouse, 1996). In der vorliegenden Studie wird dieser Effekt in einer österreichischen Stichprobe in der Sekundarstufe I untersucht. Dabei geht es zum einen um die Frage, welche kognitiven Fähigkeiten von der Ferienpause beeinflusst werden. Zum anderen werden mögliche Einflussfaktoren auf Veränderungen in den kognitiven Fähigkeiten identifiziert. Untersuchungen zu Ferieneffekten in unterschiedlichen Fähigkeitsbereichen Unter dem Begriff Summer Learning Loss wurden in US-amerikanischen Studien insbesondere Einbußen in kognitiven Bereichen wie Mathematik, Lesen oder Rechtschreibung über die schulfreien Sommermonate hinweg untersucht (Alexander, Entwisle & Olson, 2001, 2007, 2012; Allington & McGill-Franzen, 2003; Bormann & Dowling, 2006; Cooper et al., 1996; Helf, Konrad & Algozzine, 2008). Cooper et al. (1996) fanden in einer qualitativen Zusammenschau von 39 Studien generell einen Verlust an kognitiven Fähigkeiten über die Sommerferien. In ihrer quantitativen Meta-Analyse mit 13 Studien betrug der Verlust im Schnitt das Wissen eines Schulmonats und kann als substanziell bezeichnet werden. Allerdings zeigte die Meta-Analyse auch, dass man beim Ferieneffekt differenzieren muss, welche Fähigkeitsbereiche betroffen sind, welche Schülerinnen und Schüler er betrifft und welchen Einfluss familiäre Variablen haben. In den 13 Studien der Meta-Analyse von Cooper et al. (1996) wurden Veränderungen in den Domänen Mathematik und Lesen untersucht. Der Bereich Mathematik umfasste vorrangig Rechnen und Wissen um mathematische Konzepte; der Bereich Lesen vorrangig Leseverständnis, Rechtschreibung und Wortschatz. Insgesamt zeigten die Studien einen Rückgang der Fähigkeiten im mathematischen Bereich, in der Rechtschreibung und im Leseverständnis. In Mathematik waren die Verluste besonders hoch; im Bereich Wortschatz zeigte sich dagegen ein (geringer) Zuwachs an Fähigkeiten. Alexander et al. (2001, 2007) untersuchten in einer Längsschnittstudie Kinder vom Schuleintritt bis zur fünften Schulstufe. Die Kinder bearbeiteten jeweils im Herbst und im Frühjahr Tests zum Leseverständnis und zum Verständnis mathematischer Konzepte und Anwendungen. Die Studie ist insbesondere wegen ihres längsschnittlichen Designs über fünf Jahre hinweg erwähnenswert. Die Ergebnisse unterstützen die Annahme von Cooper et al. (1996), dass der Ferieneffekt mathematische Fähigkeiten in stärkerer Weise beeinflusst als Fähigkeiten im Lesen. Dabei gab es in der Studie sowohl Kinder, die über die Sommerferien kognitive Fähigkeiten einbüßten, als auch Kinder, die einen Zuwachs erlebten. Im Gegensatz zu den USA steht die Untersuchung des Ferieneffekts in Europa erst am Anfang (Coelen & Siewert, 2008 b). Lindahl (2001) fand in einer Studie in Schweden mit zehnwöchigen Sommerferien in der sechsten Schulstufe Verluste in den mathematischen Fähigkeiten. Die wenigen Studien im deutschsprachigen Raum liefern eher widersprüchliche Ergebnisse. So beobachteten Coelen und Siewert (2008 a, 2008 b) in der fünften bis siebten Schulstufe in Gesamtschulen bei 60 % der Kinder einen Verlust an Fähigkeiten im Fach Mathematik, allerdings keine Effekte im Lesen (vgl. Siewert, 2010). Sie erklären negative Effekte in Mathematik dadurch, dass dieser Bereich in den Ferien seltener praktiziert wird. Dagegen finden Schülerinnen und Schüler auch in den Ferien Gelegenheiten zum Lesen und die sechswöchigen Sommerferien in Deutschland sind wahrscheinlich zu kurz, als dass hier ein negativer Ferieneffekt zum Tragen kommt. In einer Interventionsstudie von Stanat, Becker, Baumert, Lüdtke und Eckhardt (2012) zeigten Kinder in der Kontrollgruppe keine ferienbedingten Defizite im Leseverständnis (untersucht wurden Sommer-Lesecamps; die Kontrollgruppe besuchte kein Camp). In einer Studie von Becker, Stanat, Baumert und Lehmann (2008) waren Ferieneffekte im Lesen von moderierenden familiären Variablen abhängig. Veränderung kognitiver Fähigkeiten über den Sommer 305 Auch wenn die meisten Studien Kenntnisse im Lesen, Rechtschreiben und Mathematik untersuchen, scheint doch auch die Intelligenz, die als ein besonders stabiles Persönlichkeitsmerkmal gilt, einem Ferieneffekt zu unterliegen. So konnte in der Studie von Jencks (1972) ein kleiner, aber reliabler Abfall des Intelligenzquotienten über die Sommerferien hinweg beobachtet werden, insbesondere bei Kindern aus einkommensschwächeren Familien. Dieses Ergebnis wurde bei 12bis 13-jährigen Schülerinnen und Schülern repliziert (Heyns, 1978). Variablen, die den Ferieneffekt beeinflussen Zahlreiche Studien aus dem US-amerikanischen Raum verweisen auf die Bedeutung des sozioökonomischen Hintergrundes der Eltern für einen Ferieneffekt (Burkam, Ready & LoGerfo, 2004; Cooper, Valentine, Chariton & Melson, 2003; Downey, von Hippel & Broh, 2004; Entwisle & Alexander, 1992; Heyns, 1987). Alexander et al. (2001) fanden bei Kindern aus Familien mit niedrigem oder mittlerem sozio-ökonomischen Status sowohl im Leseverständnis als auch im mathematischen Verständnis einen negativen Ferieneffekt. Kindern aus Familien mit hohem sozio-ökonomischen Status gelang es dagegen, in den Ferien sowohl im Lesen als auch im mathematischen Verständnis einen teilweise substanziellen Lernzuwachs zu erzielen. Moore (2010) zeigt für Schülerinnen und Schüler der dritten Schulstufe aus ländlichen Regionen in Illinois, dass sommerferienbedingte Verluste an Fähigkeiten im mathematischen Bereich vom sozio-ökonomischen Hintergrund moderiert werden. In den US-amerikanischen Studien ist dabei ein niedriger sozio-ökonomischer Status häufig mit einem Minderheitenstatus verbunden (Alexander et al., 2001). Die Studien aus Deutschland liefern eher widersprüchliche Befunde zum Einfluss des sozioökonomischen Hintergrunds der Eltern. Coelen und Siewert (2008 a, 2008 b) konnten in ihrer Untersuchung keine schichtspezifischen Ferieneffekte in Mathematik nachweisen (vgl. Siewert, 2010). Becker et al. (2008) fanden generell niedrigere Leseleistungen bei Kindern mit Migrationshintergrund sowie einen schwachen negativen Effekt des Migrationshintergrundes auf die Leseleistungen nach den Ferien. Alexander et al. (2001, 2007) erklären diese differenziellen Effekte mit der kognitiven Anregung, die Kinder in der Schule und im familiären Kontext erfahren. In den Ferien entfällt die kognitive Anregung durch die Schule und für die Weiterentwicklung der Kinder kommt es darauf an, inwiefern die familiäre Umgebung zu kognitiver Beschäftigung und Lernen anregt. In den US-amerikanischen Studien hatte die differenzielle Förderung der Kinder je nach familiärem Kontext eine langfristige Auswirkung: Je nach sozialer Herkunft fielen Kinder in ihrer Leistungsfähigkeit über die Sommerferien zurück oder konnten ihre Leistungen sogar noch steigern. Der Ferieneffekt ist in diesem Fall mit dafür verantwortlich, dass die Leistungsentwicklung von Kindern aus bildungsnahen und bildungsfernen Familien selbst bei vergleichbarem Vorwissen zum Zeitpunkt des Schuleintritts im weiteren Verlauf auseinander geht (Alexander & Entwisle, 1996; Becker et al., 2008; Bormann & Dowling, 2006; Maaz, Baumert & Trautwein, 2011). Die kognitive Anregung während der Ferien spielt damit als Moderatorvariable für den Ferieneffekt eine bedeutsame Rolle. Gershenson (2013) untersuchte die kognitive Anregung in den Ferien in zwei US-amerikanischen Stichproben mit mehr als 600 bzw. 1200 Kindern. Sie erfasste, wie sich der Anteil an aufgewandter Zeit für Fernsehen, das Lesen von Büchern und für Gespräche mit Erwachsenen im Vergleich unter dem Schuljahr und in den Sommerferien unterscheidet. So war der Fernsehkonsum von Kindern aus Familien mit niedrigem gegenüber hohem sozio-ökonomischen Status höher und er stieg für diese Kinder in den Ferien noch einmal um zwei Stunden pro Tag an. Dabei verbrachten alle Kinder denselben Zeitbetrag für bildungsgebundene Sendungen; der Unterschied in der für das Fernsehen aufgewandten Zeit bezog sich auf 306 Andreas Fink et al. Sendungen mit nicht-bildungsgebundenen Inhalten. Parallel dazu sank für Kinder aus Familien mit niedrigem sozio-ökonomischen Status in den Ferien der Zeitanteil, den sie in Gesprächen mit Erwachsenen verbrachten, und er war generell niedriger als in Familien mit hohem sozio-ökonomischen Status. Allerdings umfasste die Studie von Gershenson (2013) keine Leistungsdaten, sodass keine Zusammenhänge zwischen der Freizeitgestaltung während der Sommerferien und kognitiven Veränderungen untersucht werden konnten. Weitere häufig untersuchte Moderatorvariablen sind die Schulstufe und das Alter der Schülerinnen und Schüler. Hier zeigen die Studien widersprüchliche Befunde. Cooper et al. (1996) fanden in ihren zusammenfassenden Analysen keine Ferieneffekte für die erste und zweite Schulstufe. Sie nehmen an, dass die Tests für die unteren Schulstufen eher leicht waren und Leistungsdifferenzen nicht ausreichend aufdecken konnten. Dagegen fanden sie ab der vierten Schulstufe stärkere Ferieneffekte. Sandberg Patton (2013) fand für einen curriculumbezogenen Lesetest bei Schülerinnen und Schülern der vierten und fünften Schulstufe einen Verlust an Fähigkeiten. Alexander et al. (2001, 2007) fanden vor allem in den ersten drei Schuljahren für Kinder aus Familien mit niedrigem und mittlerem sozio-ökonomischen Status einen negativen Ferieneffekt. Die wenigen Studien, die das Geschlecht als Moderatorvariable aufnahmen, zeigen widersprüchliche Befunde und lassen keine durchgängigen Vor- oder Nachteile für Mädchen oder Jungen erkennen (Alexander et al., 2001; Hawn, Ellett & DeJardines, 1981, zitiert nach Cooper et al., 1996; Johns & Vacca, 1984). Fazit aus vorliegenden Untersuchungen Insgesamt verweisen die vorliegenden Studien auf einen negativen Ferieneffekt vor allem im Bereich der Mathematik und in Bezug auf die Intelligenzentwicklung. Weniger klar ist die Befundlage für das Lesen. Die vorliegenden Studien zeigen, dass sich die Sommerferien - in Abhängigkeit von moderierenden Variablen - sowohl negativ als auch positiv auf die Entwicklung kognitiver Fähigkeiten auswirken können. Letztendlich ist die Befundlage zu Ferieneffekten noch wenig zufriedenstellend. So wurden Ferieneffekte fast ausschließlich in den USA untersucht, wo die Sommerferien mit einer Dauer von zwölf Wochen deutlich länger sind als in den deutschsprachigen Ländern und die Kinder daher womöglich auch anfälliger gegenüber ferienbedingten Leistungseinbußen sind. US-amerikanische Autorinnen und Autoren wie Wiseman und Baker (2004), aber auch Forscherinnen und Forscher aus dem deutschsprachigen Raum wie die Arbeitsgruppe um Stanat beklagen entsprechend das Fehlen von Studien außerhalb der USA (Stanat, Baumert & Müller, 2005). Zudem weisen viele der vorliegenden Studien methodische Probleme auf. Cooper et al. (1996) kritisieren an allen in ihre Meta-Analyse aufgenommenen Studien das ungenaue empirische Design, das häufig auf einer Testung im Frühjahr und einer Testung im Herbst beruht. Die Frage, wie viel reguläre Schulzeit zwischen den beiden Testungen einfließt, bleibt damit unbeantwortet. Entsprechend beklagen sie (Cooper et al., 1996, S. 229), „that we found no study that claimed to have tested students on the final day of school in spring and the first day of school in fall“. Ziele und Fragestellungen der vorliegenden Untersuchung Ziel der vorliegenden Studie war es, in einer Stichprobe von Schülerinnen und Schülern der Sekundarstufe I mögliche Auswirkungen der neunwöchigen Sommerferien in Österreich auf unterschiedliche Bereiche der kognitiven Leistungsfähigkeit zu untersuchen. Dabei wurden die Lesefertigkeit, das Rechtschreiben und das rechnerische Denken erfasst, um zu prüfen, wie sich die Sommerferien auf schul- und domänennahe Leistungsvariablen auswirken. Zudem wurden domänenübergreifendere Variablen erfasst, logisches Denken und Kreativität. Veränderung kognitiver Fähigkeiten über den Sommer 307 Die Sekundarstufe I wurde ausgewählt, da nach den Studien von Cooper et al. (1996) hier Ferieneffekte zum Tragen kommen sollten. Ausgehend von der Kritik von Cooper et al. (1996) wurde darauf geachtet, Ferieneffekte im unmittelbaren Zeitraum vor und nach den Ferien zu erheben; zudem sollte überprüft werden, ob ein möglicher Effekt mehrere Wochen in das Schuljahr hineinreicht oder innerhalb dieses Zeitraums ausgeglichen werden kann. Bisherige Studien, insbesondere in Europa, kommen zu unterschiedlichen Ergebnissen dazu, wie sich die Sommerferien auf die kognitive Leistungsfähigkeit auswirken. Daher konnten für die vorliegende Untersuchung keine Hypothesen bezüglich der Richtung möglicher Effekte aufgestellt werden. Fragestellung 1 lautete daher: Wie entwickeln sich die kognitiven Leistungen von Schülerinnen und Schülern über den Zeitraum von vor den Sommerferien bis kurz nach Schulbeginn? Ein weiteres Ziel der Studie war die Identifikation von moderierenden Variablen. Fragestellung 2 lautet daher: Inwiefern können moderierende Variablen die Entwicklung kognitiver Leistungen über die Sommerferien bis kurz nach Schulbeginn erklären? Methode Stichprobe und Untersuchungsdesign Insgesamt nahmen an der vorliegenden Untersuchung 182 Schülerinnen und Schüler teil. 125 Kinder besuchten ein Gymnasium, 57 die Hauptschule. Die Kinder waren zwischen 10 und 12 Jahren, alt (M = 11.14, SD = 0.57); 87 waren männlich, 95 weiblich. Für die Untersuchung waren Schulen aus ausschließlich ländlichen Bezirken in der Steiermark (Österreich) angesprochen worden, um eine homogenere Stichprobe zu erzielen. Es nahmen vier Schulen (zwei Hauptschulen, zwei Gymnasien) aus vier Gemeinden (maximale Einwohnerzahl 11.000 Personen) teil. Die Kinder wurden in zwei Untersuchungsgruppen eingeteilt, eine Ferieneffekt-Gruppe und eine Kontrollgruppe (vgl. Abb. 1). Die Ferieneffekt-Gruppe nahm an drei Testungen teil: in der letzten bzw. vorletzten Schulwoche vor den Sommerferien (t1), in der ersten bzw. zweiten Woche nach den Sommerferien (t2), neun Wochen nach Schulbeginn (t3). Die Kontrollgruppe nahm an Testung t2 und t3 teil. Das Design mit einer Kontrollgruppe wurde gewählt, um im Vergleich Ferieneffekt- und Kontrollgruppe überprüfen zu können, ob die Testung selbst zu einem Lernzuwachs führt. In der Ferieneffekt-Gruppe nahmen 110 Kinder an den Testungen zu Lesefertigkeit, Rechtschreibung, Rechnen und Kreativität teil (60 Mädchen, 50 Jungen, 31 besuchten eine Hauptschule, 79 ein Gymnasium); eine Subgruppe von 57 Personen nahm zusätzlich zu diesen Tests noch an der Testung der Intelligenz teil (28 Mädchen, 29 Jungen, 31 Hauptschule, 26 Gymnasium). In der Kontrollgruppe nahmen 72 Kinder (35 Mädchen, 37 Jungen, 26 Hauptschule, 46 Gymnasium) an der Untersuchung teil. Insgesamt wurden zwölf Schulklassen untersucht. Die Kinder wurden aus organisatorischen Gründen klassenweise entweder der Ferieneffekt- oder der Kontrollgruppe zugewiesen. Die Untersuchungen wurden in Form von Gruppentestungen durchgeführt. Für die Analysen musste berücksichtigt werden, dass die Daten in einer Mehrebenenstruktur geschachtelt sind. Dies bedeutet, dass sowohl individuelle Personenmerkmale als auch die Zugehörigkeit zu übergeordneten Ebenen wie der Schulklasse die Messwerte beeinflussen können und es wurden entsprechende Auswertungsverfahren gewählt (Radinger, 2005). Testung vor Sommerferien (t1) unmittelbar nach Sommerferien (t2) neun Wochen nach Schulbeginn (t3) Ferieneffekt-Gruppe Kontrollgruppe (n = 110) - (n = 110) (n = 72) (n = 110) (n = 72) Abb. 1: Schematische Darstellung des Untersuchungsdesigns. 308 Andreas Fink et al. Erhebungsinstrumente Lesefertigkeit Die Lesefertigkeit wurde mit dem Salzburger Lese- Screening (SLS) für die fünfte bis achte Schulstufe erhoben (SLS 5 - 8; Auer, Gruber, Mayringer & Wimmer, 2005). Das SLS ist ein Testverfahren zur Messung der basalen Lesefertigkeit, insbesondere der Lesegeschwindigkeit. Unter basaler Lesefertigkeit wird das fehlerfreie, schnelle und mühelose Lesen von Wörtern eines Textes verstanden. In diesem Verfahren wird den Kindern eine Liste von Sätzen vorgelegt, von denen sie innerhalb einer Bearbeitungsdauer von drei Minuten möglichst viele als wahr oder falsch bewerten sollen. Der Leistungsrohwert errechnet sich aus der Anzahl der richtig beurteilten Sätze. Es stehen 70 Sätze zur Verfügung. Für den SLS 5 - 8 liegen zwei Parallelversionen (A und B) in jeweils zweifacher Ausführung vor (A1, A2, B1 und B2). Beide Versionen bestehen aus vergleichbaren Sätzen, in der zweifachen Ausführung variiert lediglich die Abfolge der Sätze. Die Paralleltestreliabilität der beiden Versionen ist mit r = .91 hoch (Mayringer & Wimmer, 2014). Der Ferieneffektgruppe wurde zu den drei Testzeitpunkten in chronologischer Reihenfolge Version A1, B1 und A2 zur Bearbeitung vorgelegt. Die Kontrollgruppe bearbeitete zuerst Version A1 und dann B1. Rechtschreibung Rechtschreibung wurde mit der Hamburger Schreibprobe für die fünfte bis neunte Schulstufe (HSP 5 - 9; May, Vieluf & Malitzky, 2000) erhoben. Dieses Instrument erfasst orthografisches Strukturwissen sowie grundlegende Rechtschreibstrategien. Den Kindern wird ein Bearbeitungsblatt vorgelegt, welches Illustrationen für die einzelnen Aufgaben enthält. Die Untersuchungsleiterin bzw. der Untersuchungsleiter diktiert die Wörter/ Sätze und die Kinder tragen das Diktierte in das Bearbeitungsblatt ein. Die HSP sieht eine Auswertung sowohl der Anzahl der richtig geschriebenen Wörter als auch der Anzahl der richtig geschriebenen Grapheme jedes einzelnen Wortes vor. In der vorliegenden Untersuchung wurde letztere Auswertungsmethode verwendet, da sie einen genaueren Kennwert liefert. Es kann ein Maximalwert von 339 Graphemen erreicht werden. Die interne Konsistenz des Tests liegt für die untersuchte Altersgruppe mit .98 in einem sehr positiven Bereich. Die Retestreliabilität beträgt r = .87 (May et al., 2000). Da keine Paralleltests vorliegen, wurde für jeden Erhebungszeitpunkt dieselbe Testversion vorgegeben. Rechnerisches Denken Rechnerisches Denken wurde über den gleichnamigen Untertest des Hamburg-Wechsler-Intelligenztest für Kinder IV (HAWIK-IV; Petermann & Petermann, 2008) erfasst. Er besteht aus 23 Textaufgaben, wie sie auch im Mathematikunterricht vorkommen. Ausgewertet wird jeweils die Anzahl der korrekt gelösten Rechenaufgaben (maximal 23). Für den Test liegen Retestreliabilitäten mit Werten zwischen .83 bis .93 für die Altersgruppe der Zehnbis Zwölfjährigen vor. Da keine Paralleltests vorliegen, wurde für jeden Erhebungszeitpunkt dieselbe Testversion vorgegeben. Kreatives Denken Kreatives Denken wurde durch den verbalen Kreativitätstest TEKD erfasst, ein selbstkonstruiertes Screening-Verfahren, das in Anlehnung an bestehende psychometrische Kreativitätstests entwickelt wurde (z. B. Torrance Tests of Creative Thinking, TTCT; Torrance, 1966) und bereits in mehreren Studien zum Einsatz gekommen ist (z. B. Edl, Benedek, Papousek, Weiss & Fink, 2014; Rossmann & Fink, 2010). Der TEKD weist statistisch signifikante Zusammenhänge mit Verfahren zur Erfassung unterschiedlicher Facetten der kreativen Denkleistung auf, etwa den Skalen zum verbalen Einfallsreichtum aus dem Berliner Intelligenzstrukturtest (Jäger, Süß & Beauducel, 1997) oder dem Bildergänzungstest des TTCT (Rogan, 2010). Als weitere Validierungsbelege können signifikante Korrelationen des TEKD mit der häufig mit Kreativität in Verbindung gebrachten Persönlichkeitsdimension Offenheit (Dahmen-Wassenberg, Kämmerle, Unterrainer & Fink, in Druck), sowie höhere TEKD-Werte bei Design- Studierenden relativ zu Kontrollpersonen (Edl et al., 2014) angeführt werden. Es liegen bislang keine Reliabilitätskennwerte vor. Der Test enthält drei Aufgaben aus der Warum- Aufgabengruppe und drei Aufgaben zu Ungewöhnlichen Veränderungen. Bei den Warum-Aufgaben sollen die Kinder binnen drei Minuten möglichst viele einfallsreiche Erklärungen für ein Ereignis (z. B. Ein Leuchten in der Dunkelheit) finden. Der Aufgabentyp der ungewöhnlichen Veränderungen besteht aus einer Bildabfolge von zwei Bildern, wobei das zweite Veränderung kognitiver Fähigkeiten über den Sommer 309 Bild gegenüber dem ersten Veränderungen aufweist. Die Kinder sollen möglichst viele originelle Erklärungen dafür nennen, wie es vom Ausgangszum Endzustand gekommen sein könnte. Alle Aufgaben des TEKD liefern Kennwerte zur Ideenflüssigkeit (Anzahl der produzierten Antworten) und zur Ideenoriginalität (Ungewöhnlichkeit, statistische Seltenheit). Die beiden Kennwerte wurden durch Summation zu einem Gesamtmaß der verbalen Kreativität aggregiert. Die Kinder bearbeiteten zu jedem Messzeitpunkt eine andere Aufgabe jedes Aufgabentyps. Intelligenz / logisches Denken Intelligenz wurde über die Facette logisches Denken erfasst. Hierzu wurde der Matrizentest (Petermann & Petermann, 2008), ein Subtest des HAWIK-IV für Kinder, eingesetzt. Im Test wird dem Kind jeweils ein unvollständiges Muster vorgelegt und es hat die Aufgabe, aus fünf Antwortmöglichkeiten den fehlenden Teil des Musters auszuwählen. Ausgewertet wird jeweils die Anzahl der richtig gelösten Aufgaben (maximal 25). Für den Test liegen Retestreliabilitäten mit Werten zwischen .89 bis .91 für die Altersgruppe der Zehnbis Zwölfjährigen vor. Da keine Paralleltests vorliegen, wurde für jeden Erhebungszeitpunkt dieselbe Testversion vorgegeben. Demografische Variablen und subjektive Einschätzungen Die Schülerinnen und Schüler beantworteten Fragen zu Geschlecht, Alter, dem Bildungsgrad der Mutter (in Analogie zu McElvany, Becker & Lüdtke, 2009, dichotom kodiert mit 1 = Hochschulreife, 0 = keine Hochschulreife). Weiters beurteilten sie über eine ja/ nein Frage, ob sie ihre Ferien als anregend und interessant empfanden (1 = anregend bzw. 0 = nicht anregend). Zudem wurde erhoben, ob die Kinder das Gymnasium oder die Hauptschule besuchen. Ergebnisse Vergleich der Ferieneffekt-Gruppe und der Kontrollgruppe Um zu prüfen, ob die Testung selbst zu einem Lernzuwachs führt, wurde für jede der erhobenen Variablen zu Zeitpunkt 2 ein t-Test zwischen der Ferieneffekt- und der Kontrollgruppe berechnet. Für keine Variable zeigte sich ein Unterschied (p = .193 bis p = .912). Ebenso wurden die Leistungen in der Ferieneffekt- und der Kontrollgruppe zu Zeitpunkt 3 mittels t-Test überprüft. Auch hier zeigten sich keine signifikanten Unterschiede (p = .359 bis p = .941). Die Berechnung von Cohens d-Werten zeigte ebenfalls keine pädagogisch bedeutsamen Differenzen (Werte zwischen 0.01 und 0.18). Diese Ergebnisse sprechen gegen Lerneffekte, die nachfolgende Testungen beeinflussen könnten. Fragestellung 1: Entwicklung der kognitiven Leistungen von vor den Sommerferien bis kurz nach Schulbeginn Zur Untersuchung von Fragestellung 1 wurde für jeden Bereich der kognitiven Leistungsfähigkeit eine univariate Varianzanalyse mit Messwiederholung (drei Messzeitpunkte) berechnet. Die Zugehörigkeit zu einer Schulklasse ging als unabhängige Variable in die Varianzanalyse ein, um die Mehrebenenstruktur der Daten zu berücksichtigen. Um die Bedeutung der Zugehörigkeit zu einer Klasse abzuschätzen, waren vorab für jede abhängige Variable zu jedem Messzeitpunkt die Intraklassenkorrelationskoeffizienten ICC2 bestimmt worden. Sie lagen in einem eher niedrigen Bereich zwischen 0.001 und 0.215 und verweisen auf einen niedrigen Einfluss der Zugehörigkeit zu einer Klasse (zum Vorgehen siehe Hanke, 2005; Radinger, 2005). Wie Tabelle 1 zeigt, ergab sich in Bezug auf die Lesefertigkeit ein positiver Effekt, F(2, 108) = 25.21, p < .01, η 2 = .32. Die Schülerinnen und Schüler schnitten unmittelbar nach den Ferien (t2) signifikant besser ab als vor den Ferien (t1), Diff = 2.13, t(109) = 5.70, p < .01. Cohens d verweist auf einen kleinen, positiven Effekt (Hattie, 2009; vgl. Tab. 2). Zudem ergab sich eine signifikante Interaktion zwischen dem Faktor Klasse und der Messwiederholung, F(4, 214) = 4.08, p < .01, η 2 = .07. Dieser Effekt ist vor allem auf eine Klasse zurückzuführen, die im Gegensatz zu den anderen keine Verbesserung über die drei Messzeitpunkte zeigte. 310 Andreas Fink et al. Sowohl bei der Rechtschreibung, dem rechnerischen Denken und der Intelligenz zeigten die Varianzanalysen ein signifikantes Ergebnis für den Faktor Zeit, Rechtschreibung: F(2, 108) = 51.93, p < .01, η 2 = .49; Rechnerisches Denken: F(2, 108) = 56.14, p < .01, η 2 = .51; Intelligenz: F(2, 55) = 25.32, p < .01, η 2 = .48. Insgesamt verloren die Kinder im Vergleich von t1 und t2 an kognitiven Fähigkeiten, Diff Rechtschreibung = -3.32, t(109) = -8.89, p < .01; Diff rechnerisches Denken = -1.55, t(109) = -8.45, p < .01; Diff Intelligenz = -1.65, t(56) = -7.17, p < .01. Die Cohens d-Werte verweisen für das Rechtschreiben auf einen kleinen, für das rechnerische Denken und die Intelligenz auf einen mittleren Effekt (Hattie, 2009). Die Interaktion zwischen dem Faktor Klasse und der Messwiederholung wurde bei keiner der Analysen signifikant (p ≥ .05), was gegen Klasseneffekte spricht. In Bezug auf die Kreativität zeigte sich kein Ferieneffekt; die Werte bleiben etwa gleich, Diff = 0.80, t(109) = 1.14, p = .258, Cohens d verweist auf keinen Effekt. Zu Zeitpunkt 3, neun Wochen nach den Ferien, wurde eine statistisch signifikante Steigerung sowohl gegenüber t1 als auch gegenüber t2 erreicht, Diff t3 zu t2 = 2.79, t(109) = 3.12, p < .01; Diff t3 zu t1 = 3.59, t(109) = 3.80, p < .01. Die Interaktion zwischen dem Faktor Klasse und der Messwiederholung wurde nicht signifikant (p ≥ .05). Mit Ausnahme der Intelligenz, bei der keine statistisch signifikante Veränderung von t1 zu t3 festzustellen ist, zeigte sich bei allen kognitiven Fertigkeiten eine Steigerung von t1 zu t3, Diff Lesen = 3.18, t(109) = 6.80, p < .01; Diff Rechtschreibung = 1.51, t(109) = 3.08, p < .01; Diff rechnerisches Denken = 0.44, t(109) = 2.45, p = .02; Diff Kreativität = 3.59, t(109) = 3.80, p < .01; Diff Intelligenz = -0.42, t(56) = -1.47, p = .15. Fragestellung 2: Bedeutung moderierender Variablen für die Entwicklung der kognitiven Leistungen Zur Überprüfung von Fragestellung 2 wurden Regressionsanalysen mit Random-Intercept berechnet (Mplus 7.1; Muthén & Muthén, 1998 - 2013), um die Mehrebenenstruktur der Daten zu berücksichtigen (Radinger, 2005). Random- Intercept-Modelle erlauben, dass sich die Mittelwerte zwischen den Gruppen bzw. Klassen vor Sommerferien (t1) unmittelbar nach Sommerferien (t2) neun Wochen nach Sommerferien (t3) M SD M SD M SD Lesefertigkeit Rechtschreibung Rechnerisches Denken Kreatives Denken Intelligenz 39.60 327.71 15.02 17.22 21.25 9.16 8.66 2.13 6.91 3.05 41.73 324.39 13.47 18.02 19.60 9.12 10.51 2.67 8.98 3.22 42.78 329.22 15.45 20.81 20.82 9.28 8.32 2.14 9.99 3.01 Tab. 1: Kognitive Leistungen der Ferieneffekt-Gruppe zu drei Messpunkten (n = 110) Vergleich t2 - t1 Vergleich t3 - t1 Vergleich t3 - t2 Lesefertigkeit Rechtschreibung Rechnerisches Denken Kreatives Denken Intelligenz 0.23 0.34 0.64 0.10 0.53 0.11 0.51 0.82 0.29 0.39 0.35 0.18 0.20 0.42 0.14 Tab. 2: Effektstärken Cohens d für den Vergleich der drei Messzeitpunkte Anmerkung: > 0.2 und < 0.4: kleiner Effekt; > 0.4 und < 0.7: mittlerer Effekt; > 0.8: hoher Effekt. Veränderung kognitiver Fähigkeiten über den Sommer 311 unterscheiden. Random-Coefficient-Modelle wurden ebenfalls berechnet, wurden aber nicht interpretiert, da sich die Steigungsparameter der Regressionsgeraden nicht zwischen den Klassen unterschieden. Random-Coefficient-Modelle erlauben sowohl unterschiedliche Mittelwerte als auch unterschiedliche Steigungsparameter für verschiedene Gruppen bzw. Klassen. Damit gibt es keinen Unterschied zwischen den Ergebnissen der Random-Intercept- und der Random-Coefficient-Modelle. Für jede kognitive Leistungsvariable wurde eine eigene Regressionsanalyse mit Random-Intercept berechnet, bei der die Leistung zum Zeitpunkt 2 durch die Prädiktorvariablen Bildungsgrad der Mutter, Geschlecht, Einschätzung der Feriengestaltung und Leistung zum Zeitpunkt 1 vorhergesagt wurde. In Bezug auf die Lesefertigkeit und das kreative Denken zeigte sich ein Vorteil der Mädchen. Der Bildungsstand der Mutter leistete beim rechnerischen Denken einen signifikanten Beitrag zur Testleistung. Ansonsten war die Leistung vor den Ferien der stärkste Prädiktor für die Leistung nach den Ferien. Ebenso wurde untersucht, inwiefern sich die kognitiven Leistungen zu t3, neun Wochen nach Schulbeginn, durch familiäre und personenbezogene Variablen und durch den bisherigen Kenntnisstand vorhersagen lassen. Bis auf die Kreativität zeigt sich bei allen Bereichen nur ein Einfluss der vorherigen Leistung (Tab. 4). Diskussion Entwicklung der kognitiven Leistungen von vor den Sommerferien bis kurz nach Schulbeginn International betrachtet liefern die bisherigen Studien zum Ferieneffekt widersprüchliche Ergebnisse. So zeigen US-amerikanische Studien mit in der Regel zwölf Wochen Sommerferien insbesondere im Rechtschreiben und rechnerischen Denken, zum Teil auch im Lesen, fast durchgehend Ferieneffekte. Die Studien aus Bildungsgrad Mutter Geschlecht Feriengestaltung Leistung zu (1) β p β p β p β p R 2 Lesefertigkeit Rechtschreibung Rechnerisches Denken Kreatives Denken Intelligenz .02 -.01 .15 .08 .05 > .05 > .05 ≤ .01 > .05 > .05 .09 .03 .07 .16 -.01 ≤ .05 > .05 > .05 ≤ .05 > .05 .09 .03 .13 .03 .07 ≤ .05 > .05 > .05 > .05 > .05 .84 .92 .63 .56 .82 ≤ .01 ≤ .01 ≤ .01 ≤ .01 ≤ .01 .84 .87 .55 .39 .73 Tab. 3: Regressionsanalyse mit Random Intercept (Cluster Klasse) zur Vorhersage der Leistung zu t2 durch Bildungsgrad der Mutter, Geschlecht, Anregungsgrad der Feriengestaltung, Leistung t1, R 2 Anmerkung: β = standardisierte Koeffizienten. Bildungsgrad Mutter Geschlecht Leistung zu (2) β p β p β p R 2 Lesefertigkeit Rechtschreibung Rechnerisches Denken Kreatives Denken Intelligenz .02 .05 .01 .23 .06 > .05 > .05 > .05 ≤ .05 > .05 .04 -.01 -.08 .32 -.11 > .05 > .05 > .05 ≤ .01 > .05 .88 .83 .66 .40 .77 ≤ .01 ≤ .01 ≤ .01 ≤ .01 ≤ .01 .82 .71 .44 .41 .63 Tab. 4: Regressionsanalyse mit Random Intercept (Cluster Klasse) zur Vorhersage der Leistung zu t3 durch Bildungsgrad der Mutter, Geschlecht, Anregungsgrad der Feriengestaltung, Leistung t2, R 2 Anmerkung: β = standardisierte Koeffizienten. 312 Andreas Fink et al. Europa verweisen vor allem auf Verluste im Bereich der mathematischen Fähigkeiten (Coelen & Siewert, 2008 a, 2008 b; Lindahl, 2001). In der vorliegenden Untersuchung aus Österreich mit neun Wochen Sommerferien konnten in der Rechtschreibung, im rechnerischen Denken und in der Intelligenz Leistungseinbußen beobachtet werden; insbesondere für das rechnerische Denken und die Intelligenz waren diese pädagogisch bedeutsam. In Bezug auf das Lesen konnten die Kinder dagegen ihre Leistung über die Ferien steigern. Die Ergebnisse lassen sich am ehesten durch die kognitive Anregung und Beschäftigung in den betroffenen Fähigkeitsbereichen erklären. Sowohl Cooper et al. (1996) als auch Siewert (2010) erklären die ferienbedingten Verluste in Mathematik damit, dass die im Unterricht geförderten Fähigkeiten im Alltag seltener angewandt werden. Diese Erklärung ist auch für die vorliegende Studie plausibel: Im Subtest Rechnerisches Denken aus dem HAWIK-IV müssen rechnerische Lösungswege für Problemstellungen identifiziert und umgesetzt werden. Solche Textaufgaben kommen im Alltag eher selten vor und benötigen Wissen, das ohne durchgehende Praktizierung anfällig für das Vergessen ist (Gieseke, 2009). Auch die Einbußen in der Rechtschreibung lassen sich dadurch erklären, dass Rechtschreibung über die Sommerferien hinweg weniger häufig praktiziert wird. Dazu kommt, dass Schülerinnen und Schüler, sofern sie über die Sommerferien kognitiv gefördert werden, eher Texte lesen als Texte schreiben (Cooper et al., 1996). Studien zeigen, dass Lesen und Rechtschreiben auf unterschiedlichen kognitiven Mechanismen beruhen und dass das Lesen nicht notwendigerweise Fähigkeiten in der Rechtschreibung fördert (Moll & Landerl, 2009; Moll, Wallner & Landerl, 2012). So lässt sich erklären, dass in der vorliegenden Studie in der Rechtschreibung negative und beim Leseverständnis positive Effekte auftraten. Das geringere Ausmaß an aktivierenden Tätigkeiten scheint sich auch auf die Entwicklung der Intelligenz auszuwirken. So findet sich in der vorliegenden Untersuchung mit dem Matrizentest aus dem HAWIK-IV als Maß für das logische Denken ein Abfall für die fluide Intelligenz. Einzig im Bereich der Kreativität ergaben sich keine Veränderungen über die Ferien. Man würde vermuten, dass die Ferien und das Abschalten und Loslassen von gedanklichen Routinen in den Sommerferien die Kreativität eher fördern. Dies war jedoch nicht der Fall. Im Gegenteil stieg nach neun Wochen Schulzeit die Kreativität wieder an, was auf einen positiven Effekt von Schule und Unterricht für die Entwicklung der Kreativität hinweist. Die Ergebnisse zeigen auch, dass der Verlust an kognitiven Fähigkeiten im Bereich des logischen und des rechnerischen Denkens und im Rechtschreiben innerhalb von neun Wochen Schulzeit wieder aufgeholt wird. Lernprozesse in diesen Wissensbereichen scheinen wesentlich an die Förderung durch die Schule gebunden zu sein. Bedeutung von familiären und personenbezogenen Variablen Die Leistungswerte unmittelbar nach den Ferien wurden für drei kognitive Bereiche zumindest teilweise von familiären und personenbezogenen Variablen moderiert. So hatten Mädchen beim Lesen leichte Vorteile gegenüber Jungen. Dieses Ergebnis zeigt sich auch in internationalen Leistungserhebungen wie PISA, wo die Mädchen in der Regel beim Lesen besser abschneiden als die Jungen. Mädchen verbringen mehr Zeit mit dem Lesen und lesen eher zum Vergnügen als die Jungen (Schwantner, Toferer & Schreiner, 2013). Entsprechend kann man annehmen, dass auch die Mädchen der vorliegenden Stichprobe in den Ferien häufiger als die Jungen gelesen haben. Die Leseleistungen unmittelbar nach den Ferien profitierten zudem von einer anregenden Feriengestaltung. Da diese Variable jedoch nur als subjektive Einschätzung erhoben wurde, lassen sich keine Rückschlüsse ziehen, welche förderlichen Aktivitäten die Kinder in den Ferien ausgeübt haben. Entsprechend ihrer Vorteile beim Lesen scheinen die Mädchen auch bei den Aufgaben zur Kreativität zu profitieren. Die Auf- Veränderung kognitiver Fähigkeiten über den Sommer 313 gaben verlangen kreative Erklärungen für unwahrscheinliche Ereignisse wie Es wird mitten am Tag finster zu entwickeln. Gerade das Lesen von erzählender Literatur, die von Mädchen bevorzugt wird (Leitgöb, Paseka, Bacher & Altrichter, 2012), könnte hier die Kreativität fördern. Aspekte des sozio-ökonomischen Hintergrundes der Kinder, erfasst über den Bildungsgrad der Mutter, beeinflussen vor allem die Leistung beim rechnerischen Denken. Hier scheint die Familie als kognitiv anregende Ressource zu wirken, in der der Erwerb von Kompetenzen im Rechnen gefördert wird. Insgesamt ist jedoch der Leistungsstand zum vorherigen Messzeitpunkt der stärkste Prädiktor für nachfolgende Leistungserhebungen. Im Vergleich dazu haben die familiären und personenbezogenen Variablen nur eine geringe Vorhersagekraft. Dies gilt in noch stärkerem Maße für die Erfassung der Leistungen neun Wochen nach den Ferien, wo bei allen Leistungsbereichen außer der Kreativität nur die Leistung zu Zeitpunkt 2 als Prädiktor signifikant wird. Dieses Ergebnis betont die Bedeutung der Schule als kognitiv anregende Ressource. Mit der geringen Bedeutung familiärer Variablen für die Leistungen stehen die Ergebnisse in Widerspruch zu US-amerikanischen Studien, in denen der sozio-ökonomische Hintergrund der Eltern beeinflusst, ob es über die Ferien zu einem Verlust oder zu einem Zuwachs an kognitiven Fähigkeiten kommt (z. B. Alexander & Entwisle, 1996; Alexander et al., 2001, 2007, 2012; Cooper et al., 1996). Dieses Ergebnis ist unter Umständen dadurch erklärbar, dass die in dieser Studie untersuchten Schülerinnen und Schüler durchwegs aus dem ländlichen (dörflichen bzw. kleinstädtischen) Raum kamen. Sozialraumstudien zeigen, dass das Freizeitverhalten von Kindern und Jugendlichen im ländlichen Raum eher homogen ist und sich weniger Differenzierungen zwischen Kindern mit unterschiedlichem familiärem Hintergrund ergeben (Leßmeister, 2008). In Österreich findet im ländlichen Raum zudem weniger soziale Segregation von Kindern in unterschiedliche Schulformen statt. So sind in ländlichen Regionen oft Hauptschulanteile von 80 bis 90 % gegeben, d. h. Kinder aller Bildungsschichten besuchen in der Sekundarstufe I die Hauptschule und differenzieren sich erst in der Sekundarstufe II in unterschiedliche Schulformen (Schmied, 2003). In solchen sozial weniger stark segregierten Gruppen können die Kinder in starker Weise voneinander profitieren und familiäre Variablen erhalten weniger Gewicht. Auch die Leistungsergebnisse in PISA bestätigen diese stärkere Homogenität im ländlichen Raum (Bruneforth, Weber & Bacher, 2012). Fazit Die Befunde zeigen, dass die Sommerferien keineswegs nur mit negativen Effekten für kognitive Leistungen einhergehen, sondern dass Kinder in manchen Bereichen Zuwächse und in anderen Bereichen Verluste über die Ferien erleben. Eine wesentliche Ursache für Leistungsgewinne scheint die Praktizierung der jeweiligen Fähigkeit zu sein. Die Ergebnisse der Studie zeigen auch, dass die betroffenen Kinder neun Wochen nach Schulbeginn Verluste an kognitiven Fähigkeiten wieder aufholen konnten. In gewisser Weise relativiert sich damit die Bedeutung des Ferieneffekts, schon allein weil im Gegensatz zu US-amerikanischen Studien die vorliegende keine dauerhafte Spreizung der Leistungen von Kindern aufgrund unterschiedlicher Förderung in den Ferien zeigt. Für den Schulalltag und das Unterrichten sind die Ergebnisse dennoch bedeutsam. Sie legen nahe, dass in den ersten Wochen nach Schulbeginn zunächst Verluste in den kognitiven Fähigkeiten aufgeholt werden müssen. Natürlich weist die Studie auch Limitationen auf. Sie betreffen zum einen die Stichprobe, die aus einem eher homogenen, ländlich geprägten Umfeld rekrutiert wurde. Es sollte in weiteren Studien überprüft werden, ob die Ergebnisse auch für Stichproben im städtisch geprägten Raum generalisierbar sind. Künftige Studien sollten Moderatorvariablen, wie z. B. die Feriengestaltung oder die Unterstützung des schulischen Lernens durch die Familie, genauer erheben. Ebenso sollten in Folgestudien weitere 314 Andreas Fink et al. Erhebungsinstrumente aufgenommen werden, insbesondere für die Erfassung der Lesefertigkeit, da sich der SLS mit einer Durchführungsdauer von nur wenigen Minuten nur bedingt für die Messung von Lernzuwächsen eignet, sowie für die Erfassung der Kreativität. Angesichts der Tatsache, dass kaum empirische Befunde im europäischen bzw. deutschsprachigen Raum vorliegen, konnte mit dieser Studie gezeigt werden, dass die in den USA gefundenen Befunde auch für den europäischen Raum von Bedeutung sind. Literatur Alexander, K. L. & Entwisle, D. R. (1996). Schools and children at risk. In A. Booth & F. Dunn (Eds.), Family school links: How do they affect educational outcomes? (pp. 67 - 89). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum. Alexander, K. L., Entwisle, D. & Olson, L. S. (2001). Schools, achievement, and inequality: A seasonal perspective. Educational Evaluation and Policy Analysis, 23, 171 - 191. http: / / dx.doi.org/ 10.3102/ 0162373702 3002171 Alexander, K. L., Entwisle, D. R. & Olson, L. S. (2007). Lasting consequences of the summer learning gap. American Sociological Review, 72, 167 - 180. http: / / dx.doi.org/ 10.1177/ 000312240707200202 Alexander, K. L., Entwisle, D. R. & Olson, L. S. (2012). 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Prof. Dr. Andreas Fink Dr. Silke Luttenberger Andrea Krammer Dr. Daniel Macher Prof. Dr. Ilona Papousek Prof. Dr. Elisabeth M. Weiss Prof. Dr. Manuela Paechter Karl-Franzens-Universität Graz Institut für Psychologie Universitätsplatz 2/ III A-8010 Graz E-Mail: andreas.fink@uni-graz.at E-Mail: silke.luttenberger@uni-graz.at E-Mail: krammer.andrea@gmail.com E-Mail: daniel.macher@uni-graz.at E-Mail: ilona.papousek@uni-graz.at E-Mail: e.weiss@uni-graz.at E-Mail: manuela.paechter@uni-graz.at
