Studie · September 2026

Hochbegabt und unterfordert im Job

Studie mit 326 hochbegabten Berufstätigen zu Auslastung, Passung und Kündigungsabsicht

Über hochbegabte Kinder wird viel geforscht und geschrieben. Was aus ihnen wird, wenn sie erwachsen sind und arbeiten, weiß man kaum. Dabei kennt die Arbeitspsychologie das Problem seit rund zwanzig Jahren: Menschen können mehr, als ihr Job von ihnen verlangt. Untersucht wurde das bisher aber fast immer bei Beschäftigten allgemein, wo es selten vorkommt. Bei Hochbegabten, wo es naheliegt, hat kaum jemand nachgefragt.

Diese Studie stellt deshalb zwei Fragen. Erstens: Sind hochbegabte Berufstätige zufriedener und denken seltener an Kündigung, wenn ihr Job ihre Denkfähigkeit fordert? Zweitens: Hängt das an der Passung, also daran, wie gut das, was der Job verlangt, zu dem passt, was jemand kann?

5,20 von 7
Unterforderung ist üblich, nicht die Ausnahme

So stark stimmen die Befragten im Schnitt Sätzen zu wie "Ich kann mehr, als mein Job braucht". Bei Beschäftigten allgemein liegt dieser Wert bei rund 4.

59 %
Nicht zu wenig Arbeit, sondern die falsche

Unterforderte sind unzufriedener als Geforderte. Vergleicht man aber nur Menschen, bei denen Job und Können gleich gut zusammenpassen, schrumpft dieser Unterschied um 59 Prozent.

Unsichtbar
Kündigungsgedanken, die keiner bemerkt

Unterforderte denken messbar öfter an Kündigung. Das kann auch Menschen betreffen, die zufrieden wirken. In den Mitarbeiterbefragungen, die wir zu sehen bekommen, fehlt die Frage danach.

Für Fachleute

Methode

Kurz gesagt: eine Online-Befragung im September 2026 mit 326 auswertbaren Antworten, ausschließlich mit Fragen aus anerkannten Forschungsinstrumenten. Wie ausgewertet wird, stand vorher fest. Die Details für Fachleute folgen hier.

Design: quantitative Querschnittsbefragung, online, deutsch- und englischsprachig (Rückübersetzungsverfahren nach Brislin). Feldphase 2. bis 11. September 2026.

Zugang: Mensa-Kanäle in Österreich und Deutschland (Newsletter, regionale Gruppen), themennahe Online-Communities, persönliche Netzwerke. Gelegenheitsstichprobe.

Einschluss: Erwerbstätigkeit und ein dokumentiertes Testergebnis ab dem 98. Perzentil, also unter den obersten zwei Prozent. Ergänzend eine Aufmerksamkeitsprüfung, eine Frage zur Sorgfalt beim Ausfüllen und der Ausschluss auffällig schneller Bearbeitungen. Die Auswahlschritte waren vor der Auswertung festgelegt.

Auswertung: zwei parallele Mediationsmodelle nach Hayes (2022), Modell 4, mit 5.000 Bootstrap-Ziehungen und festem Startwert. Kontrolliert: Alter, Geschlecht, Betriebszugehörigkeit, Aufgabenkomplexität.

Von den Fällen im Feld zur Hauptstichprobe
Fälle im Feld498
Abgeschlossen383
Erwerbstätig367
Sorgfaltsprüfung bestanden366
Aufmerksamkeitsprüfung bestanden354
Bearbeitungszeit plausibel351
Dokumentiertes Ergebnis ab dem 98. Perzentil326

In die Pfadmodelle gehen 324 Fälle ein. Zwei Personen haben einzelne Kontrollvariablen nicht beantwortet.

Stichprobe (N = 326)
Alter20 bis 72 Jahre, Mittelwert 43,6 (SD 12,2)
Geschlecht164 weiblich, 159 männlich, 1 divers, 2 ohne Angabe
WohnsitzDeutschland 176, Österreich 82, Schweiz 2, übrige 66
Höchster Abschluss159 Master oder Diplom, 62 Bachelor, 38 Doktorat, 33 Matura oder Abitur, 23 Lehre, 11 Sonstige
Beschäftigung190 Vollzeit, 75 Teilzeit, 42 selbständig, 19 studentisch
BetriebszugehörigkeitMedian 5,0 Jahre
Erhebungssprache262 deutsch, 64 englisch
Instrumente (alle aus der publizierten Forschung, siebenstufig)
Wahrgenommene kognitive Auslastung7 Items, α = .89
Maynard et al. (2006), auf kognitive Fähigkeiten zugespitzt
Passung von Anforderungen und Fähigkeiten3 Items, α = .90
Cable & DeRue (2002)
Arbeitszufriedenheit5 Items, α = .94
Cammann et al. (1983), Brayfield & Rothe (1951)
Kündigungsabsicht3 Items, α = .86
Colarelli (1984)
Aufgabenkomplexität (Kontrollvariable)4 Items, α = .81
Morgeson & Humphrey (2006)

Trennschärfe: Auslastung und Passung korrelieren mit .55. Eine explorative Faktorenanalyse bildet zwei Faktoren ab (KMO .90). Ein Item der Auslastungsskala lädt auf beiden Faktoren nennenswert (.44 und .37), die Faktoren korrelieren mit .50. Die Skalen messen Verwandtes, aber nicht dasselbe.

Befund 1

Wie verbreitet ist Unterforderung?

Die Befragten bekamen Sätze vorgelegt wie: "Ich habe mehr Fähigkeiten, als ich für meine Arbeit brauche." Zustimmen konnten sie auf einer Skala von 1 bis 7. Im Schnitt kam 5,20 heraus.

Zum Vergleich: Als dieselben Fragen Beschäftigten allgemein gestellt wurden, lag der Schnitt bei 4,15 und 3,80. Hochbegabte liegen also gut einen Punkt höher. Das Gefühl, mehr zu können, als gebraucht wird, ist in dieser Gruppe üblich und nicht die Ausnahme.

Zustimmung zu Sätzen wie "Ich kann mehr, als mein Job braucht" (Skala 1 bis 7)
Diese Studie, Hochbegabte (N = 326)5,20
Beschäftigte allgemein, Stichprobe 1 (N = 216)4,15
Beschäftigte allgemein, Stichprobe 2 (N = 907)3,80

Vergleichswerte aus Maynard, Joseph und Maynard (2006). Die Fragen dieser Studie sind stärker auf Denkfähigkeit zugeschnitten, der Vergleich ist deshalb ein Anhaltspunkt und kein exakter Gegentest. Für Fachleute: 5,20 auf der Fünf-Item-Fassung, 4,92 auf der Sieben-Item-Fassung der Modelle.

Befund 2

Wer gefordert ist, ist zufriedener und denkt seltener ans Gehen

Je stärker jemand die eigenen Fähigkeiten im Job gebraucht sieht, desto zufriedener ist die Person mit ihrer Arbeit, und desto seltener denkt sie an Kündigung. Das gilt unabhängig von Alter, Geschlecht und davon, wie lange jemand schon im Betrieb ist.

Ein naheliegender Einwand: Anspruchsvolle Jobs lasten eben stärker aus, und wer so einen Job hat, ist ohnehin zufriedener. Deshalb wurde auch herausgerechnet, wie anspruchsvoll die Befragten ihre Tätigkeit einschätzen. Der Zusammenhang bleibt trotzdem bestehen.

Wie stark ist das? Liegt die Auslastung um einen Punkt höher (Skala 1 bis 7), liegt die Zufriedenheit im Schnitt um 0,39 Punkte höher und die Kündigungsabsicht um 0,42 Punkte niedriger.

Für Fachleute: Gesamteffekte der Auslastung (n = 324, vier Kontrollvariablen)
auf Arbeitszufriedenheitb = 0,387, β = 0,34, p < .001
auf Kündigungsabsichtb = −0,423, β = −0,31, p < .001

Zur Aufgabenkomplexität: Nimmt man sie als einzige Kontrollvariable aus dem Modell, steigt der Zusammenhang zwischen Auslastung und Passung von 0,421 auf 0,613 (ergänzende Rechnung außerhalb des vorab festgelegten Analyseplans). Auslastung und Aufgabenkomplexität korrelieren mit .64. Die Kontrolle ist damit konservativ, die verbleibenden Effekte sind eher untere Schranken.

Befund 3

Entscheidend ist, ob der Job zum Können passt

Dass Unterforderung mit Unzufriedenheit einhergeht, überrascht niemanden. Spannender ist, woran das hängt. Die Studie hat dafür eine Zwischengröße gemessen: die Passung. Gemeint ist, wie gut das, was der Job verlangt, zu dem passt, was jemand kann.

Ein Vergleich macht es greifbar. Eine unterforderte Person ist im Schnitt deutlich unzufriedener als eine geforderte. Vergleicht man aber nur Menschen, bei denen Job und Können gleich gut zusammenpassen, schrumpft dieser Unterschied um 59 Prozent. Mehr als die Hälfte hängt also nicht an "zu wenig zu tun", sondern an "das Falsche zu tun". Bei der Kündigungsabsicht schrumpft der Unterschied nur um 29 Prozent. Dort spielt noch etwas anderes mit, das diese Studie nicht gemessen hat.

Zufriedenheit und Kündigungsgedanken sind damit zwei verschiedene Geschichten. Bei der Zufriedenheit trägt die Frage, ob der Job zum Können passt, den größeren Teil. Bei den Kündigungsgedanken hängt der größere Teil direkt an der Unterforderung. Es ist also möglich, mit dem eigenen Job halbwegs zufrieden zu sein und trotzdem regelmäßig ans Gehen zu denken.

Fachlich heißt dieses Vorgehen Mediation: Man prüft, ob ein Zusammenhang über eine Zwischengröße läuft.

59 %
Arbeitszufriedenheit

Um so viel schrumpft der Unterschied in der Zufriedenheit zwischen Unterforderten und Geforderten, wenn Job und Können gleich gut zusammenpassen. Für Fachleute: indirekter Effekt 0,228, 95-Prozent-Intervall 0,146 bis 0,328.

29 %
Kündigungsabsicht

Um so viel schrumpft der Unterschied bei den Kündigungsgedanken, wenn Job und Können gleich gut zusammenpassen. Für Fachleute: indirekter Effekt −0,122, 95-Prozent-Intervall −0,211 bis −0,046.

Für Fachleute: was neben der Passung übrig bleibt (direkte Pfade)
Auslastung auf Arbeitszufriedenheit0,158 (p = .017)
In der Prüfung mit den fünf Ausgangsitems nicht signifikant (p = .079).
Auslastung auf Kündigungsabsicht−0,300 (p = .001)
Befund 4

Hält das Ergebnis Gegenproben stand?

Fünf von sechs Gegenproben bestätigen das Ergebnis. Ein Ergebnis kann Zufall sein oder an einer einzelnen Entscheidung bei der Auswertung hängen. Deshalb wurden vor der Auswertung sechs Gegenproben festgelegt: die Rechnung ohne Zusatzangaben, mit weniger Fragen, mit einer leicht erweiterten Teilnehmergruppe und getrennt danach, woher die Antworten kamen.

Die eine Gegenprobe, die es nicht bestätigt, ist die kleine englischsprachige Gruppe mit 63 Antworten. Dort zeigen die Zahlen in dieselbe Richtung, sind aber zu unsicher für eine Aussage. Fast alle diese Antworten kommen aus einer einzigen Online-Community, und die Gruppe berichtet insgesamt bessere Passung und höhere Zufriedenheit. Ob es an der kleinen Zahl liegt oder an einem echten Unterschied, lässt sich nicht sagen.

Die sechs Gegenproben
Ohne Zusatzangaben wie Alter oder Betriebszugehörigkeit (n = 326)bestätigt
Nur die fünf Fragen, die dem Original am nächsten sind (n = 324)bestätigt
Einschließlich der Fälle knapp unter den obersten zwei Prozent (n = 328)bestätigt
Nur Antworten über Mensa (n = 238)bestätigt
Nur deutschsprachige Antworten (n = 261)bestätigt
Nur englischsprachige Antworten (n = 63)nicht abgesichert

Grenzen

Wir benennen sie vollständig, weil ein Bericht ohne sie wertlos wäre.

Eine Momentaufnahme, kein Beweis für Ursache und Wirkung

Alle wurden einmal befragt, nicht über die Zeit begleitet. Deshalb ist auch die umgekehrte Richtung denkbar: Wer unzufrieden ist, schätzt den eigenen Job vielleicht als anspruchsloser ein, als er ist. Die Studie zeigt Zusammenhänge, keine Ursachen.

Alles aus einem Fragebogen

Alle Angaben stammen aus demselben Fragebogen, auch die zur Aufgabenkomplexität. Das kann Zusammenhänge künstlich verstärken (gemeinsame Methodenvarianz). Der übliche Test dafür bleibt mit 45 Prozent unter dem Grenzwert von 50 Prozent, räumt den Einwand aber nicht aus.

Auslastung und Anspruch des Jobs sind schwer zu trennen

Wie ausgelastet sich jemand fühlt und wie anspruchsvoll der Job ist, hängt eng zusammen (Korrelation .64). Das Herausrechnen ist deshalb streng, die berichteten Werte sind eher vorsichtig. Aus unserer Sicht der wichtigste methodische Vorbehalt.

Nicht repräsentativ

Mitgemacht hat, wer über Mensa oder themennahe Foren erreichbar war. Diese Menschen haben sich mit ihrem Testergebnis schon beschäftigt. Hochbegabte, die das nie getan haben, fehlen weitgehend.

Testergebnis nicht überprüft

Die Befragten haben angegeben, ein Testergebnis unter den obersten zwei Prozent zu haben. Einen Nachweis mussten sie nicht vorlegen.

Mehrfach zwischendurch ausgewertet

Schon während der Befragung wurde mehrmals gerechnet. Das erhöht das Risiko von Zufallstreffern. Berichtet werden deshalb die Werte nach Ende der Befragung.

Gilt für die obersten zwei Prozent

Alle Ergebnisse beziehen sich auf diese Gruppe. Dass es darunter ähnlich aussieht, ist plausibel, wurde aber nicht geprüft.

Einordnung

Die Debatte über Begabtenförderung endet zu früh

Sie wird überwiegend als Bildungsthema geführt und mit dem Schulabschluss beendet. Die Daten zeigen, dass das Muster im Erwerbsleben präsent ist, dort aber ohne institutionelle Zuständigkeit.

Es kommt auf die Art der Arbeit an, nicht auf die Menge

Was einen großen Teil des Zusammenhangs trägt, ist die erlebte Übereinstimmung zwischen dem, was jemand kann, und dem, was die Rolle abruft. Ob mehr Verantwortung oder mehr Arbeitsvolumen daran etwas ändern, wurde nicht untersucht.

Mitarbeiterbefragungen fragen nicht danach

In den Mitarbeiterbefragungen, die wir in Unternehmen zu sehen bekommen, fehlt die Frage, ob sich jemand unterfordert fühlt. Dabei lässt sie sich mit sieben Fragen messen, und die Antwort hängt messbar mit Kündigungsgedanken zusammen.

Der volkswirtschaftliche Aspekt bleibt unquantifiziert

Aus diesen Daten lässt sich kein Produktivitätsverlust berechnen, und wir rechnen ihn deshalb nicht vor. Was sie zeigen, ist die Verbreitung eines Musters, das die Voraussetzung für eine solche Rechnung wäre.

Über die Erhebung

Die Erhebung ist die empirische Masterarbeit von Fabian Köppel im Masterstudium Strategy, Innovation and Management Control an der Wirtschaftsuniversität Wien, betreut von Prof. Michael König. Sie ist keine Auftragsstudie und keine Produktstudie: Cebras war weder Auftraggeber noch Erhebungskanal, und der Analyseplan einschließlich aller sechs Robustheitsprüfungen stand vor der Auswertung fest.

Die Masterarbeit selbst wertet einen früheren Stand aus (Schnitt am 6. September, 218 Fälle); dieser Bericht beruht auf dem vollständigen Datensatz. Richtung und Größenordnung der Befunde stimmen überein, der direkte Pfad auf die Zufriedenheit wird erst mit der größeren Fallzahl signifikant.

Zitiervorschlag

Cebras Potential Development GmbH (2026). Hochbegabt und unterfordert im Job. Studie mit 326 hochbegabten Berufstätigen. Wien. Datenstand: vollständiger Datensatz bis Feldende, ausgewertet am 21. September 2026.

Literatur
  • Brayfield, A. H. & Rothe, H. F. (1951). An index of job satisfaction. Journal of Applied Psychology, 35(5), 307-311.
  • Cable, D. M. & DeRue, D. S. (2002). The convergent and discriminant validity of subjective fit perceptions. Journal of Applied Psychology, 87(5), 875-884.
  • Cammann, C., Fichman, M., Jenkins, G. D. & Klesh, J. (1983). Assessing the attitudes and perceptions of organizational members. In S. Seashore et al. (Eds.), Assessing Organizational Change. New York: Wiley.
  • Colarelli, S. M. (1984). Methods of communication and mediating processes in realistic job previews. Journal of Applied Psychology, 69(4), 633-642.
  • Hayes, A. F. (2022). Introduction to Mediation, Moderation, and Conditional Process Analysis (3rd ed.). New York: Guilford Press.
  • Maynard, D. C., Joseph, T. A. & Maynard, A. M. (2006). Underemployment, job attitudes, and turnover intentions. Journal of Organizational Behavior, 27(4), 509-536.
  • Morgeson, F. P. & Humphrey, S. E. (2006). The Work Design Questionnaire. Journal of Applied Psychology, 91(6), 1321-1339.
  • Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Lee, J.-Y. & Podsakoff, N. P. (2003). Common method biases in behavioral research. Journal of Applied Psychology, 88(5), 879-903.

Rückfragen, Datenanfragen und Interviews

Ansprechpartner ist Fabian Köppel, Cebras Potential Development GmbH, Wien.

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