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„Bildung und Bildungsungleichheit an Halb- und Ganztagsschulen“

Educational outcomes and educational inequalities at half- and all-day schools

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Zusammenfassung

Der intensive Ausbau ganztägiger Bildung und Betreuung ist eines der kostspieligsten und meist diskutierten Schulreformprogramme der vergangenen Jahre. Ein erklärtes Ziel ist eine Verbesserung von Schülerkompetenzen und der Abbau von Bildungsungleichheit. Der empirische Beleg hierfür steht aber noch aus. Hieran anknüpfend widmet sich die vorliegende Arbeit der Frage, ob die Organisationsform von Schulen einen Effekt auf Schülerkompetenzen hat. Hierzu reanalysieren wir Daten aus IGLU, TIMSS und PISA und vergleichen das Leistungsniveau und herkunftsbedingte Disparitäten an Halb- und Ganztagsschulen. Für einen fairen Vergleich der Schulen beider Organisationsformen matchen wir zunächst Schulen, die sich nicht in Bezug auf die Schülerkomposition, Region und Schulform unterscheiden. Die Ergebnisse unserer Mehrebenenanalysen lassen sich so zusammenfassen, dass wir an Ganztagsschulen weder ein höheres Leistungsniveau, noch eine Reduktion von Bildungsungleichheiten beobachten.

Abstract

The massive expansion of all-day schools that can be observed recently is one of the most costly and most widely discussed school/education reform programs over the last years. One of the declared aims is to improve the students competencies and reduce educational inequalities. However, there is little empirical research that provides evidence in this respect. Against this background, the present study investigates whether the organizational form of schools have an effect on student achievement. Therefore, we use/reanalyse data from PIRLS, TIMSS, and PISA and compare levels of performance and origin-related disparities at half- and all-day schools. To have a fair comparison of both types of schools we match half- and all-day schools based on their social composition, region, and school type. The results of our multilevel analyses indicate that there are no effects at all-day schooling on levels of achievement and educational inequalities.

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Abb. 2
Abb. 3

Notes

  1. Die PISA-Daten wurden vom Forschungszentrum am IQB Berlin bereitgestellt (Prenzel, M. et al. (2010): Programme for International Student Assessment 2006 (PISA 2006). Version: 1. IQB – Institut zur Qualitätsentwicklung im Bildungswesen. Datensatz. http://doi.org/10.5159/IQB_PISA_2006_v1).

  2. In PISA wurde nicht erhoben, seit wann die Schulen als Ganztagsschule organisiert sind und an welchen Ganztagsangeboten die Schülerinnen und Schüler teilnehmen.

  3. Eine genaue Aufstellung aller Items ist bei den Autoren auf Anfrage zu erhalten.

  4. Eine Grundvoraussetzung für das Matching ist, dass es ausreichend Vergleichsschulen gibt. In Bezug auf die Bundesländer ist das nicht immer der Fall. Während sich in der PISA-E-Stichprobe in allen Bundesländern mehr Halbtags- als Ganztagsschulen in der Stichprobe befinden, enthält die (viel kleinere) TIMSS-Stichprobe in Bremen (n = 2), Hamburg (n = 4), Mecklenburg-Vorpommern (n = 2) und Sachsen-Anhalt (n = 5) ausschließlich Halbtagsschulen, in Berlin (n = 7) hingegen nur Ganztagsschulen. Diese Bundesländer wurden für die Analysen mit TIMSS-Daten komplett entfernt. Des Weiteren befanden sich im Saarland, NRW, Brandenburg und Sachsen mehr Halbtagsschulen als Ganztagsschulen in der Stichprobe. In diesem Fall wurden zufällig genau so viele Ganztagsschulen ausgewählt und gelöscht, bis die Anzahl der Ganztagsschulen der Zahl der Halbtagsschulen entspricht. In der IGLU-Stichprobe trifft dasselbe Problem auf, allerdings nur in Berlin. Den 16 Berliner Ganztagsgrundschulen, stehen nur 8 Halbtagsgrundschulen gegenüber, somit wurden zufällig 8 Ganztagsschulen von den Analysen ausgeschlossen.

  5. Bei den stetigen Kovariaten betrachten wir neben Mittelwertunterschieden zusätzlich noch die Streuung der Variablen in den beiden Gruppen. Hierbei sollte das Verhältnis der Varianzen in der Treatment- und der Kontrollgruppe (σTG/σKG) zwischen 0,5 und 2 liegen (vgl. Becker 2011). Das trifft auch auf fast alle Variablen zu, wobei der Anteil an Eltern mit Realschulabschluss in der TIMSS-Stichprobe die einzige Ausnahme bildet: Hier liegt die Varianz in der Gruppe der Ganztagsschulen bei σTG = 0,028 und in Halbtagsschulen bei σKG = 0,013 (σTG/σKG = 2,24). Da über alle drei Studien hinweg nur eine einzige Variable (knapp) außerhalb der vorgeschlagenen Grenzwerte liegt, schlagen wir vor diesen Unterschied nicht zu überinterpretieren.

  6. Bei den Modellschätzungen mit Kontrollvariablen ist bei den TIMSS-Daten in Naturwissenschaft (Tab. 5, Modell 3) einer von fünf Durchläufen mit den unterschiedlichen Plausible Values nicht konvergiert. Die Ergebnisse beruhen auf Analysen mit den anderen vier Plausible Values.

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Authors and Affiliations

  1. Institut für Schulentwicklungsforschung, TU Dortmund, Vogelpothsweg 78, 44227, Dortmund, Deutschland

    Rolf Strietholt &  Wilfried Bos

  2. Fakultät für Sozial- und Verhaltenswissenschaft, Friedrich-Schiller-Universität Jena, Fürstengraben 11, 07443, Jena, Deutschland

    Veronika Manitius &  Nils Berkemeyer

Authors
  1. Rolf Strietholt
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  2. Veronika Manitius
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  3. Nils Berkemeyer
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  4. Wilfried Bos
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Strietholt, R., Manitius, V., Berkemeyer, N. et al. „Bildung und Bildungsungleichheit an Halb- und Ganztagsschulen“. Z Erziehungswiss 18, 737–761 (2015). https://doi.org/10.1007/s11618-015-0634-6

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