keit zu den übrigen Items des Tests. Mög­liche Ursachen für diese Abweichungen werden in der Diskussion besprochen. Die Interkorrelationen(1-Koeffizienten) zwischen den Testitems wurden weiter­hin einer nichtmetrischen multidimen­sionalen Skalierung(Smallest Space Ana­lyse, Programm SSA-I; Lingoes 1973) unterzogen. Die 2-dimensionale Reprä­sentation der Ähnlichkeitsbeziehungen zwischen den Items ist in Abbildung 4 durch die jeweilige Lage im Raum veran­schaulicht. Die Kontrollaufgaben grup­pieren sich eng im Zentrum zusammen. In der Peripherie finden sich die Aufga­ben der drei Trainingsphasen. Diese sind allerdings für die einzelnen Untertests nur teilweise getrennt. Insbesondere ist die erste Trainingsaufgabe von Untertest II von dennoch nachfolgenden Trainings­aufgaben deutlich abgerückt. Wie schon in der Clusteranalyse zeigt dies an, daß diese Aufgabe(2.1) besondere Anforde­rungen stellte.

Analyse der Konsistenz

Als nächstes überprüften wir, inwieweit die einzelnen Aufgaben des Tests die analysierten Schüler(n=115) hinsicht­lich der jeweils benötigten Hilfen in glei­cher Weise abstufen. Die Ergebnisse der Konsistenzanalyse sind in Tabelle 7 mit­geteilt. Gemessen an der geringen Zahl von nur 15 Items sind die Koeffizienten zufriedenstellend hoch, insbesondere wenn man jeden Untertest hypothetisch auf 15 Items aufwertet.

Schließlich fragten wir uns, inwieweit der Hilfenverbrauch wiedergibt, ob durch den Test eine homogene Fähigkeit erfaßt wird. Dazu führten wir für die Trainings­und Kontrollaufgaben getrennt eine Ana­lyse nach dem Partial Credit-Modell von Masters(1982) durch. In diesem Modell wird eine latente Fähigkeitsdimension angenommen. Für diese werden pro Item sogenannte Schwellenparameter(Rost 1988) oder“Item step values”(Masters 1982) berechnet. Dies sind Stellen auf dem latenten Fähigkeitskontinuum, an denen die Wahrscheinlichkeit für den jeweils nächst höheren Hilfenwert grö­Ber ist als die Wahrscheinlichkeit des

Jürgen Guthke, Petra Wolschke, Klaus Willmes& Walter Huber* Leipziger Lerntest

Tab. 7: Alpha-Koeffizienten nach Cronbach (n’=115)

Testteile a-Koeffizienten Alle 15 Items ‚736

9 Trainingsitems ‚619„730* 6 Kontrollitems ‚636 ‚814* Untertest I ‚450„J11* Untertest II ‚529„zx1* Untertest III ‚656 ‚851*

* aufgewertet für 15 Items, Spearman-Brown Vorhersageformel(vgl. Lienert 1969)

unmittelbar vorangehenden Hilfenwer­tes.

Das Resultat dieser Analyse mit dem Programm CREDIT(Masters, Wright& Ludlow 1982) ist in Abbildung 5 wieder­gegeben. In der Horizontalen ist jeweils die latente Fähigkeitsdimension von hoch bis niedrig abgetragen. Hinsichtlich die­ser Fähigkeitsdimension sind dann für jedes der neun Trainingsitems bzw. der sechs Kontrollitems die Schwellenwerte angegeben, von denen an die Hilfen der Stufe 1, 2 und 3 die relativ höchste Wahr­scheinlichkeit besitzen. Links von 1 liegt der Bereich höchster Fähigkeit, d.h. Hilfenwert 0. Die einzelnen Aufgaben sind von oben nach unten so sortiert, daß der Schwellenwert für die Hilfenstufe 3 immer weiter nach links verschoben ist, d.h. die Aufgaben erfordern immer häu­figer die höchste Hilfenstufe.

Die erste Trainingsaufgabe des zweiten Untertests zeigt wiederum eine Sonder­stellung: Nur bei hoher latenter Fähigkeit kann dieses Item ohne jede Hilfe gelöst werden. Die Hilfenstufe 1 hat etwa den­selben Schwellenwert wie entsprechen­de Hilfen bei den Trainingsaufgaben im schwersten Untertest II. Weiterhin fällt auf, daß es bei den Trainingsaufgaben 1 und 2 des dritten Untertests keinen Be­reich gab, in dem Hilfen bis zur Stufe 2 höchste Wahrscheinlichkeit haben. Bei diesen beiden Aufgaben führten Hilfen bis zur Stufe 2 nur selten zu richtigen Lösungen. In der rechten Kolumne der Abbildung sind Werte für die Anpas­sungsgüte der Items an das Testmodell angegeben. Alle Werte sind dem Betrag nach deutlich kleiner als 2.0, d.h. es liegt zufriedenstellende Anpassung an das Modell vor. Damit ist gezeigt, daß die

HEILPÄDAGOGISCHE FORSCHUNG Band XVII, Heft 4, 1992

Trainingsaufgaben(n’=155) ten fit

UT 1.2 1 2 3 1.0 UT 1.1 12 3 0.3 UT 2.1 1 2 3 1.4 UT 1.3 12 3 0.1 UT 2.2 1 2 3„0.5 UT 2.3 12 3 0.1 UT 3.1 1 3-0.,7

UT 3.2 1 3 0.2 UT 3.3 1 2 3„1.2 HH———— Hohe+2 1 0 1 2 Niedrige Fähigkeit

Fähigkeit Item Kontrollaufgaben(n’’=56) Item fit UT 1.5 1 3 1.7 UT 1.4 12 3 1.0 UT 2.5 3-0.5 UT 2.4 3„0.4 UT 3.5 3„1.1 UT 3.4 1 23„0.6 Hohe+2-1 0 1 2 Niedrige Fähigkeit Fähigkeit

Abb. 5: Partial Credit Analyse für die Hilfen­bewertung 0-3 bei Trainings- und Kontroll­aufgaben(Programm CREDIT, Masters, Wright& Ludlow 1982)

Trainingsitems eine hinreichend homo­gene Anforderung stellen.

In der unteren Hälfte von Abbildung 5 sind die Ergebnisse der Partial Credit Analyse für die Kontrollaufgaben wie­dergegeben. Auch für sie fand sich eine hinreichend gute Anpassung an das Mo­dell. Allerdings beruhen diese Werte nur auf 56 der 115 Kinder, weil in den übri­gen Fällen keine Leistungsvariabilität vorlag. Nur beim ersten Kontrollitem des ersten und dritten Untertests konnte eine vollständige Abstufung der Hilfen empirisch nachgewiesen werden.

Beobachtungen zum Testverhalten der Kinder

Bei drei der neun Trainingsaufgaben fan­den wir Hinweise für Schwankungen im Lösungs- und Lernverhalten:

1. Impulsive Lösungsversuche am Test­anfang(Item 1.1) und fehlende Fokus­sierung auf die Klassifikationsmerk­male bei der vorangehenden Beispiel­aufgabe.

2. Perseveration des Klassifikationskri­teriums Form beim Wechsel von Un­tertest I zu Untertest II. Darauf sind 50% aller Fehler beim ersten Lösungs­versuch von Item 2.1 zurückzuführen.

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