Doris Dönhoff-Kracht und Knut Dönhoff: Schulangst und Lernbehinderung- eine empirische Studie

Autoren vermuten, daß bei längerfristi­gen Versuchen die kombinierte Metho­de(veränderte Sitzordnung und Verstär­kung) zu dem stärksten Effekt der Angstreduzierung führt.

Die eigene Fragestellung

Da lernbehinderte Sonderschüler keine Zufallsstichprobe aus dem Insgesamt der Schüler darstellen, sondern in der Tendenz andere Merkmalsausprägun­gen z.B. hinsichtlich der Sozialschicht­zugehörigkeit, der schulischen Fertigkei­ten und vor allem der(negativen) Schul­karriere aufweisen, soll überprüft wer­den, ob Angsttests, die für den Einsatz bei Regelschülern konzipiert sind, auch bei lernbehinderten Sonderschülern ein­gesetzt werden können, ob das Ausmaß der Angst dieser Schüler, wie es jeweils durch die Angsttestwertsummen ausge­drückt wird, unterschiedlich ist im Ver­gleich zu den Eichstichproben der einge­setzten Tests und ob sich bei dieser Po­pulation ähnliche Zusammenhänge fest­stellen lassen, wie sie in der Literatur(für Regelschüler) berichtet werden. Es wurden folgende Tests eingesetzt: Fragebogen für Schüler FS 5-10(Gärt­ner-Harnach 1973) Angstfragebogen für (Wieczerkowski 1979) Kinder-Angst-Test KAT(Thurner und Tewes 1975) Schulangst-Test SAT(Husslein 1978) Diese Tests wurden ausgewählt, da sie ­mit Ausnahme des SAT- relativ häufig zu Forschungszwecken im Zusammen­hang mit Lernbehinderten eingesetzt werden. Der SAT wurde ausgewählt, da es sich hierbei um ein neueres projekti­ves Verfahren handelt, das It. Testautor auch für den Einsatz bei Lernbehinder­ten geeignet ist.

Hauptfragen der Untersuchung sind:

- Welche Trennschärfen der Items las­sen sich feststellen, und sind diese genügend hoch?

- Ergeben sich ausreichend hohe Re­liabilitätsschätzungen?

Schüler AFS

- Entspricht die sich bei Lernbehinder­ten ergebende faktorielle Struktur der Tests der der Analysestichprobe?

- Wie hoch sind die korrelativen Be­ziehungen zwischen den Meßwert­reihen der verschiedenen eingesetz­ten Angsttests?

- Gibt es Unterschiede zwischen männlichen und weiblichen Respon­denten hinsichtlich der faktoriellen Struktur der Tests?

- Lassen sich Unterschiede zwischen männlichen und weiblichen Respon­denten hinsichtlich der Höhe der Angsttestwerte feststellen?

- Gibt es Unterschiede zwischen der Höhe der Angsttestwerte der hier untersuchten Population und denen der Eichstichprobe?

—- Lassen sich hinsichtlich der Höhe der Angsttestwerte Unterschiede zwischen den Schulstufen absi­chern?

- Zeigt sich ein Zusammenhang zwi­schen der Höhe der Angsttestwerte der untersuchten Population und ih­rem Lebensalter?

- Was leisten die Angsttests zur Auf­klärung von Schulleistungsvarianz, wie sie sich in der Notengebung in verschiedenen Unterrichtsfächern ausdrückt?

- Inwieweit sind die Angsttestwerte intelligenzabhängig?

- Lassen sich Aussagen über einen Zu­sammenhang zwischen der Höhe der Angsttestwerte und der Dauer des Besuchs der Schule für Lernbehin­derte machen?

Verfahren statistischer Daten­verarbeitung

Für die erhobenen Daten wurden die üblichen statistischen Kennziffern wie Anteilswerte, Mittelwerte und Streu­ungsmaße errechnet. Zusammenhänge zwischen zwei Variablen wurden bei Vorliegen der entsprechenden Bedin­gungen(metrische Skalierung, Normal­verteilung) mit dem Pearson-Bravais­schen Maßkorrelationskoeffizienten

HEILPÄDAGOGISCHE FORSCHUNG Band XIII, Heft 3, 1987

dargestellt(vgl. z.B. Clauss und Ebner 1977, 116 ff.; Diehl und Kohr 1977, 152 ff.; Bortz 1977, 245 ff.). Als verteilungs­unabhängiges Verfahren zur Beschrei­bung von Zusammenhängen wurde die tau-Korrelation von Kendall durchge­führt(Lienert 1973, 608 ff.), da im Ge­gensatz zum Rangkorrelationskoeffi­zienten(rho) von Spearman bei diesem Verfahren das Problem der Signifikanz­prüfung(bei größeren Stichproben und im Fall von Rangaufteilungen) gelöst ist (a. a. O., 609). Bei der Interpretation von tau ist zu beachten, daß„tau(wie auch rho und r) nur den monotonen Anteil ei­nes Zusammenhangs widerspiegelt” (a. a. O., 613).

Die inferenzstatistische Prüfung von Mittelwertdifferenzen zweier unabhän­giger Stichproben mit metrisch skalier­ten, normalverteilten Werten erfolgte über den t-Test(z. B. Clauss und Ebner 1977, 207 f.; Pfanzagl 1968, 212 ff.). War die Voraussetzung der Homogenität der Varianzen in den Verteilungen nicht ge­geben, so wurde die Approximationsme­thode nach Welch(a. a. O., 216 f.) ange­wandt.

Als verteilungsunabhängige Alternative zum t-Test wurde der U-Test von Mann und Whitney durchgeführt(vgl. Weber 1967, 501 ff.; Bortz 1977, 173 ff.).

Zur Überprüfung von mehr als zwei Mit­telwerten wurden(bei vorliegenden ent­sprechenden Bedingungen) Varianzana­lysen mit Festwerteffekten bei unglei­chen Feldhäufigkeiten(vgl. Winer 1962, 241 f.; Glaser 1978, 83; Moosbrugger 1983, 14) berechnet; dabei wurde die Va­rianzhomogenitätsvoraussetzung mit dem Bartlett-Test überprüft(vgl. Glaser 1978, 104 ff.).

Als verteilungsfreies Analogon zur Ein­Weg-Varianzanalyse diente der H-Test von Kruskal und Wallis(vgl. Lienert 1973, 263; Pfanzagl 1968, 154 ff.). Die Feststellung des Zusammenhangs no­minalskalierter Daten erfolgte mit dem k:2-Felder-Chi2-Test(vgl. Lienert 1973, 182 ff.).

Im Rahmen der Überprüfung der Ein­setzbarkeit von Angsttests bei lernbe­hinderten Schülern(orientiert an der klassischen Testtheorie) wurden Lö­

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