AAN

Abb. 2: Beispielaufgabe zum TEKO-Test Substanzerhaltung, Ungleichheitsaufgabe In diesen beiden Gläsern ist Saft(zeigen). Dieses Glas ist leer. In welchem von diesen beiden Gläsern ist mehr Saft?- Ja.(Gegebenenfalls zeigt der Testleiter, in welchem Glas sich mehr Saft

befindet.)

Hier(mitte) wird der Saft aus dem einen Glas in das andere Glas gefüllt, das vorher leer war. Hier(unten) ist das Umfüllen fertig. Der Saft, der vorher in diesem Glas war, ist jetzt in diesem

Glas.

Ist jetzt hier(links) genausoviel Saft wie hier(rechts), oder ist hier(links) mehr Saft, oder ist hier

(rechts) mehr Saft?

der einzelne Korrelationskoeffizient in­ferenzstatistisch beurteilt, sondern der Gesamtsatz der Ergebnisse wurde an­hand des Vorzeichentests(Siegel 1976, 65-72) auf statistische Signifikanz ge­prüft. Zur Beantwortung der Frage nach dem Zusammenhang zwischen der Ent­wicklung operatorischen Denkens und der schulischen Leistungsentwicklung wurde in gleicher Weise vorgegangen. Um die praktische Signifikanz zu schät­zen, wurden in einem zweiten Analyse­schritt die Schulleistungen im Lesen und

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Rechnen, die bei den Sonderschülern der Lernstufen 1 bis 3 durch die SLS er­faßt worden waren, einer schrittweisen multiplen Regression auf die TEKO-Va­riablen unterzogen. Wegen Artefaktan­fälligkeit bedingt durch geringen Teil­stichprobenumfang mußte dieser Analy­seschritt bei den älteren Schülern unter­bleiben.

EL Franz B. Wember: Empirische Befunde zum konkret-operatorischen Denken und schulischen Lernen bei Schülerinnen und Schülern der Schule für Lernbehinderte

Ergebnisse und Interpretation

In Tabelle 3 werden erhebliche Lei­stungsunterschiede zwischen Experi­mental- und Kontrollgruppe deutlich, die mit Ausnahme von Subtest ME sta­tistisch hochsignifikant sind(p<.001). D.h. die hier untersuchten Sonderschü­ler lösten im Mittel weniger konkretope­ratorische Aufgaben logisch korrekt als altersgleiche Grundschüler, und diese Unterschiede sind nicht durch Zufalls­einflüsse zu erklären. Bei Ausschluß von Subtest ME wegen Artefaktverdachts (s. u.) ergeben sich in Tabelle 3 21 multi­ple t-Tests, die auf dem 0.1%-Niveau sta­tistisch signifikant sind. Auf diesem Si­gnifikanzniveau ist die kumulierte Irr­tumswahrscheinlichkeit für Fehler 1. Art für den Gesamtsatz der Ergebnisse nach Jacobs(1976, 901; Tab. 1) kleiner/gleich ‚020792, liegt also deutlich unter der kon­ventionellen Grenze von p<.05. (Siehe Tabelle 3).

Das Ausmaß der Unterschiede zwischen Grund- und Sonderschülern wird u.a. daran deutlich, daß bei einigen Subtests keine Vergleichsdaten für neun- und zehnjährige Grundschüler zur Verfü­gung standen, da sich diese Tests in der Eichuntersuchung bei älteren Schülern als wenig differenzierungsfähig erwiesen hatten(Winkelmann, persönliche Mit­teilung). Auffällig sind in diesem Zusam­menhang die geringen Mittelwertsdiffe­renzen beim Subtest Messen(Effekt­stärken von nur 2-3% Varianzaufklä­rung). Dieser Test besteht aus sieben di­chotom skalierten Items, so daß der Er­wartungswert des arithmetischen Mit­tels 3.5 Punkte beträgt. Da die beobach­teten Mittelwerte nur unwesentlich von diesem Wert abweichen, dürften die Mittelwertsdifferenzen bei diesem Sub­test kaum inhaltlich zu interpretieren sein.

Keine Artefakte, sondern altersspezifi­sche Effekte zeigen die Subtests Klas­seninklusion(KI), Zahlerhaltung(ZE) und Ordinale Zuordnung(0Z). KI diffe­renziert erfolgreich zwischen älteren Sonder- und Regelschülern, nicht jedoch bei jüngeren Kindern(6%). Dieses Resultat entspricht Piagets theoretischer

HEILPÄDAGOGISCHE FORSCHUNG Band XIII, Heft 2, 1987