Intelligenzmessung in drei Minuten – Evaluation des mini-q und Konstruktion einer Parallelversion
Abstract
Zusammenfassung: Zur ökonomischen Erfassung eines Intelligenzindikators in nur drei Minuten wurde der mini-q (Baudson & Preckel, 2016), als deutschsprachige Adaptation und Weiterentwicklung von Baddeleys (1968) Reasoning Test, mit vielversprechenden Gütekennwerten vorgestellt. Im Beitrag wurde die psychometrische Güte des mini-q an einer unabhängigen Studierendenstichprobe überprüft und um eine neue Parallelversion erweitert (mini-q B). In balancierter Reihenfolge bearbeiteten Lehramtsstudierende (N = 163) beide Versionen. Die Summenwertverteilungen beider Versionen wiesen auf eine angemessene Varianz und keine bedeutsame Abweichung von einer Normalverteilung hin. Beide Versionen (mini-q/mini-q B) korrelierten bedeutsam untereinander (Paralleltestreliabilität: r = .76 bzw. .80) sowie mit dem IST-Screening (r = .25/.47) und teils bedeutsam mit der Abiturnote (r = −.07/−.25). Implikationen zur Eignung des mini-q und der neuen Parallelversion mini-q B als zeitökonomisch einsetzbare Intelligenzscreenings werden diskutiert.
Abstract: To assess intelligence with a screening test within just three minutes, Baudson and Preckel (2016) introduced the mini-q, an adaptation of Baddeley’s (1968) verbal Reasoning Test. In order to examine the promising test characteristics reported by the test authors and to introduce a new parallel form (mini-q B), a sample of N = 163 students of a teacher-education program answered both mini-q versions in balanced order. The distributions of the sum scores of both versions showed substantial variances and no substantial deviations from a normal distribution. Both versions correlated substantially with each other (parallel test reliability: r = .76, r = .80). Regarding validity, both test versions (mini-q/ mini-q B) correlated significantly with another intelligence test (r = .25/.47) and partially significantly with the GPA of the high school graduation certificate (Abitur; r = −.07/−.25). Finally, we discuss implications regarding the usefulness of the mini-q and the newly developed mini-q B as suitable and time-economic intelligence screenings.
Einleitung
Die besondere Relevanz der Intelligenz in der (pädagogisch-)psychologischen Forschung ergibt sich u.a. aus bedeutsamen Korrelationen mit dem (künftigen) Schul-, Ausbildungs-, Studien- und Berufserfolg (vgl. z.B. Gottfredson, 1997; Rost, 2013; Roth, Becker, Romeyke, Schäfer, Domnick & Spinath, 2015). Zur Intelligenzmessung liegen bewährte Verfahren mit guten bis sehr guten psychometrischen Kennwerten vor (vgl. z.B. Preckel & Brüll, 2008; Sparfeldt et al., 2022). Doch eine umfassende Intelligenzdiagnostik ist für umfängliche Forschungsvorhaben häufig zu aufwändig. Somit sind ökonomische und evaluierte Intelligenzscreenings mit guten psychometrischen Eigenschaften wünschenswert. Der mini-q liefert bei einer Bearbeitungszeit von nur drei Minuten einen Intelligenzindikator mit ersten, vielversprechenden Befunden zur psychometrischen Qualität, hoher Testökonomie und freier Verfügbarkeit (Baudson & Preckel, 2016). Die verbreitete Nutzung kennzeichnet den mini-q als attraktives Intelligenzscreening (z.B. Leichner, Prestele, Matheis, Weis, Schmitt & Lischetzke, 2022; Schlegel & Mortillaro, 2019). Daran anknüpfend sollten in dieser Arbeit zentrale Testgütekriterien des mini-q überprüft und unabhängig evaluiert werden. Zudem sollte der mini-q um eine neu konstruierte Parallelversion ergänzt werden, was die Anwendungsgebiete substanziell erweitert.
Ausgangspunkt des mini-q (Baudson & Preckel, 2016) war der pragmatisch entwickelte (verbale) Reasoning Test von Baddeley (1968), in dem Aussagen (z.B. „A is not preceded by B“) in Bezug auf eine nachfolgende Buchstabensequenz (z.B. „BA“) zu beurteilen sind. In den Aussagen werden sechs Merkmale variiert, was 26 = 64 Items ergibt. Mit verbalem Material wird Baddeley zufolge schlussfolgerndes Denken ([verbales] Reasoning; vgl. Baudson & Preckel, 2016, zu Alternativinterpretationen) ökonomisch erfasst. Im mini-q nutzten Baudson und Preckel (2016) das Kontrastpaar „vorziehen“ und „ablehnen“ sowie eine Figurensequenz (Viereck, Dreieck, Kreis; Abbildung E1 im Elektronischen Supplement [ESM] 1). Die ebenfalls 64 Aussagen beziehen sich auf das stets mittig abgebildete Dreieck und dessen Abstand (dichter [„vorziehen“] oder entfernter [„ablehnen“]) zu den Nachbarfiguren. Theoretisch erfasst der mini-q Baudson und Preckel (2016) zufolge Reasoning sensu Carroll (1993) bzw. Kombinationen aus den Operationen Verarbeitungsgeschwindigkeit und Verarbeitungskapazität sowie figuralen und verbalen Inhalten sensu Jäger (1984).
Den mini-q setzten Baudson und Preckel (2016) in sieben Teilstudien ein (N = 478, zumeist Studierende). Für eine dreiminütige Bearbeitungszeit ergab sich ein annähernd normalverteilter Summen-Rohwert mit M = 35.05 (SD = 9.70, Range = 11–63). Als Reliabilitätsmaß wurde insbesondere eine Testhalbierungsreliabilität (odd-even) von r = .98 berichtet, also eine hohe Zuverlässigkeit. Konvergente Validitätshinweise umfassten eine signifikante Abiturnotenkorrelation (r = −.28) sowie mindestens (mittel-)hohe Korrelationen mit in Teilstichproben bearbeiteten Intelligenzindikatoren: figurales Reasoning (CFT 20-R; Weiß, 2008; r = .51), schlussfolgerndes Denken/allgemeine Intelligenz (IST-Screening; Liepmann, Beauducel, Brocke & Nettelnstroth, 2012; r = .67), kristalline Intelligenz (Mehrfachwahl-Wortschatz-Test; Lehrl, 1999; r = .32) und Verarbeitungsgeschwindigkeit (Ulmer-Speed-Batterie, USB; Schmitz & Wilhelm, 2016, 2019; r = .73). In schrittweisen Regressionen mit umgekehrter Sequenz der Prädiktoren IST-Screening und USB sowie dem mini-q als Kriterium ergaben sich für beide Prädiktoren ähnliche inkrementelle Varianzaufklärungen (15% Inkrement; Varianzaufklärung des ersten Prädiktors jeweils ca. 50%). Den vergleichbaren mini-q-Varianzaufklärungen aus Reasoning und Verarbeitungsgeschwindigkeit entsprechend, erfasst der Test nach Baudson und Preckel (2016, S. 194) „speeded reasoning“. Weiterhin erreichten Hochbegabte eine bessere mini-q-Leistung als durchschnittlich Begabte. Diese Befunde sprechen für die jeweiligen Validitätsaspekte des mit dem mini-q als Screening-Instrument erfassten Intelligenzindikators in Forschungsprojekten mit Studierenden.
Der mini-q wurde inzwischen in über 20 Studien eingesetzt (z.B. Leichner et al., 2022; Nalis, Schütz & Pastukhov, 2018; Schlegel & Mortillaro, 2019). Als Reliabilitätshinweise berichteten z.B. zwei Publikationen eine odd-even Testhalbierungsreliabilität (r = .96; Basch et al., 2021; Lenhart, Dangel & Richter, 2020) sowie weitere Cronbachs Alpha (z.B. Bouley, 2017: α = .99; Nalis et al., 2018: α = .97), was für eine hohe Genauigkeit der mini-q-Testwerte spricht. Als Validitätshinweise fanden sich bedeutsame Korrelationen mit pädagogischem Wissen (r = .21, Leichner et al., 2022) und einem Lerntest (r = .34, Wenzel & Reinhard, 2021) sowie erwartete Gruppenunterschiede im mini-q (η2 = .18; Hochbegabte MENSA-Mitglieder > Spitzenleistende > Kontrollgruppe; Pollet & Schnell, 2017). In den gesichteten weiteren Publikationen wurden weder über die erwähnten odd-even-Korrelationen und Cronbachs Alpha hinausgehende andere Reliabilitätsmaße noch weitere und an unabhängigen Stichproben erhobene Konstrukt- bzw. Kriteriumsvaliditätsbefunde berichtet. Kennwerte neuer Tests sollten unabhängig überprüft und ergänzt werden; dies leisten die oben vorgestellten Befunde seit der Testvorstellung zumeist nicht. Es besteht also Forschungsbedarf. Außerdem würde eine Parallelversion eine wertvolle Ergänzung für z.B. Gruppentestungen und Testwiederholungen darstellen. Allgemein wurden für Intelligenztestwiederholungen mit einer identischen/alternativen Testversion metaanalytisch beträchtliche Zugewinne berichtet (Bias Corrected Standardized Mean Change with Raw Score Standardization = 0.37/0.23; Scharfen, Peters & Holling, 2018), die mit zunehmendem zeitlichen Abstand schrumpften.
In dieser Studie sollte der mini-q somit an einer unabhängigen Studierendenstichprobe überprüft sowie eine neu erstellte Parallelversion evaluiert werden. Für beide Versionen sollten (1) zentrale psychometrische Kennwerte betrachtet, (2) Hinweise zur Paralleltestreliabilität, zur konvergenten Validität mit einem weiteren Intelligenztest und zur Kriteriumsvalidität mit der Abiturnote ermittelt sowie (3) Mittelwertunterschiede zwischen beiden Testversionen und Übungseffekte analysiert werden.
Methoden
Stichprobe und Ablauf
mini-q und mini-q B (s.u.) wurden im Rahmen einer bildungswissenschaftlichen Vorlesung N = 163 Lehramtsstudierenden unterschiedlicher Schulformen und studierter Fächer in einer Gruppentestung administriert. Dazu wurden zwei Papier-Testheftversionen mit getauschter Reihenfolge beider mini-q-Versionen den Studierenden zufällig zugeteilt. Um beide mini-q-Versionen nicht direkt nacheinander zu bearbeiten, wurden dazwischen 22 Persönlichkeitsitems ohne Bedeutung für unsere Fragestellungen platziert. In einer vorhergehenden Vorlesungssitzung wurden Intelligenz (s.u.), Alter, Geschlecht und die Abiturnote erhoben (n = 136; Alter: M = 23.12; SD = 5.09; 77.2% weiblich, 21.3% männlich, 1.5% ohne Geschlechtsangabe). Die Abiturnote lag von n = 135 Studierenden vor (M = 2.01; SD = 0.62; Range 1.0–3.7).
Instrumente
In Ergänzung zum mini-q erstellten wir eine Parallelversion (mini-q B1), indem wir die grafischen Elemente (Kreis, Viereck, Dreieck) durch neue Symbole (Pfeil, Raute, Stern) und die Verben „ablehnen“ und „vorziehen“ durch „abstoßen“ und „anziehen“ ersetzten (Abbildung E1 im ESM 1). Die Parallelversion ähnelt also der Ursprungsversion hinsichtlich Aufgabenform und -darstellung weitgehend. Die Instruktion der Parallelversion wurde angepasst; unverändert blieb die Aufgabenreihenfolge. Somit bestanden mini-q und mini-q B jeweils aus einer Instruktion, sechs Beispielitems und 64 Aufgaben (Bearbeitungszeit: drei Minuten). Als weiteres Intelligenzmaß setzten wir das IST-Screening (Version A; Liepmann et al., 2012) mit dem Gesamtwert als Indikator der allgemeinen Intelligenz ein.
Auswertung
Zur Auswertung des mini-q und des mini-q B wurden wie bei Baudson und Preckel (2016) jede korrekt gelöste Aufgabe mit einem Punkt und jede nicht korrekt gelöste oder unbearbeitete (ausgelassene) Aufgabe mit null Punkten bewertet und zum Summenwert addiert. Neben deskriptiven Kennwerten betrachteten wir die durchschnittliche Aufgabeninangriffnahme. Bei der Bestimmung der Itemschwierigkeiten bezogen wir nur bearbeitete Aufgaben ein. Reliabilitätshinweise lieferten Cronbachs Alpha, die odd-even- und die Paralleltestreliabilität beider mini-q-Versionen pro Testheft. Als Validitätshinweise berechneten wir Korrelationen und 90%-Konfidenzintervalle (KI) mit dem Summenwert des IST-Screening und der Abiturnote. Reliabilitäts- und Validitätshinweise ermittelten wir ergänzend über die Testhefte hinweg (Gesamtstichprobe) für beide Testversionen. Die Summenwerte der jeweils als erstes bearbeiteten mini-q Version wurden mit einem t-Test für unabhängige Stichproben (α < .05) verglichen. Übungseffekte, also Mittelwertunterschiede zwischen mini-q und mini-q B innerhalb von Personen, analysierten wir mit einem t-Test für abhängige Stichproben pro Testheft.
Ergebnisse
Im mini-q resultierte für die als erste/zweite bearbeitete mini-q-Version (Testheft 1: mini-q, mini-q B; Testheft 2: mini-q B, mini-q; n = 81/82) ein mittlerer Summenwert von M = 32.79/43.54 (SD = 7.88/11.39; Tabelle 1). Schiefe und Kurtosis sprachen nicht für eine substantielle Abweichung der Summenwertverteilung von einer Normalverteilung; außerdem zeigten sich keine Hinweise auf Boden- oder Deckeneffekte. Im Schnitt wurden M = 33.75/44.63 (SD = 7.70/10.93) Aufgaben bearbeitet. Die Lösungswahrscheinlichkeiten der bearbeiteten Aufgaben lagen zwischen .92–1.00/.88–1.00 (M = .98/.97; SD = .02/.03). Odd-even-Reliabilitätshinweise erreichten r = .96/.99 (Gesamtstichprobe: r = .98), Cronbachs Alpha lag bei α = .94/.96 (.96). Der mini-q-Summenwert der zuerst bearbeiteten mini-q-Version korrelierte statistisch bedeutsam mit dem IST-Screening Summenwert (r = .25, p = .042, KI: .05, .43, n = 69; Gesamtstichprobe: r = .37, p < .001, KI: .24, .49, n = 136), nicht jedoch der Abiturnote (r = −.07, p = .581, KI: −.26, .13, n = 69; Gesamtstichprobe: r = −.24, p = .006, KI: −.37, −.10, n = 135).
Für den mini-q B ergab sich für die Bearbeitung als erste/zweite mini-q-Version (Testheft 2/1; n = 82/81) ein mittlerer Summenwert von M = 38.24/44.00 (SD = 9.50/9.27; Tabelle 1). Schiefe und Kurtosis deuteten ebenfalls keine Abweichung von einer Normalverteilung an; auch zeigten sich keine Boden- oder Deckeneffekte. Die Studierenden bearbeiteten durchschnittlich M = 38.94/45.42 (SD = 9.18/9.15) Aufgaben (Lösungswahrscheinlichkeiten bearbeiteter Items: .94–1.00/.83–1.00; M = .99/.96; SD = .02/.04). Odd-even-Reliabilitätshinweise erreichten r = .98/.96 (Gesamtstichprobe: r = .97), Cronbachs Alpha lag bei α = .95/.95 (.95). Der mini-q B-Summenwert der zuerst bearbeiteten mini-q-Version korrelierte statistisch signifikant mit dem IST-Screening (r = .47, p < .001, KI: .29, .61, n = 67; Gesamtstichprobe: r = .32, p < .001, KI: .19, .44, n = 136) und der Abiturnote (r = −.25, p = .046, KI: −.43, −.05, n = 66; Gesamtstichprobe: r = −.14, p = .118, KI: −.27, .01, n = 135).
Hinweise auf die Paralleltestreliabilität lieferten Korrelationen (beide p < .001) der mini-q-Versionen in Testheft 1 (r = .76, KI: .67, .83) bzw. 2 (r = .80, KI: .73, .86). Die Summenwerte der als zweites bearbeiteten Testversion lagen jeweils statistisch bedeutsam über denen der als erstes bearbeiteten (t(80/81) = 16.50/7.07, beide p < .001, d = 1.84/0.78). Ein Vergleich der jeweils als erstes bearbeiteten Testversion (Testheft 1: mini-q, Testheft 2: mini-q B) zeigte einen statistisch signifikant höheren mittleren Summenwert im mini-q B als im mini-q (Test auf Varianzhomogenität: F(1,161) = 5.60, p = .019; t-Test, unabhängige Stichproben: t(156.45) = −4.00, p < .001, d = 0.63).
Diskussion
Ausgangspunkt waren die von Baudson und Preckel (2016) berichteten vielversprechenden Ergebnisse zur Erfassung eines Intelligenzindikators in nur drei Minuten. Neben einer Prüfung zentraler Ergebnisse konnten wir die mini-q-Befunde in verschiedene Richtungen bedeutsam erweitern – insbesondere um eine neue Parallelversion (mini-q B). Bei Lehramtsstudierenden dokumentierten wir für beide Testversionen mindestens zufriedenstellende Verteilungskennwerte und Reliabilitätshinweise (inklusive den neuen Paralleltestreliabilitätshinweisen) sowie teils erwartungstreue konvergente Korrelationen mit einem weiteren Intelligenzindikator und der Abiturnote. Dies geht über die eingangs erwähnten weiteren gesichteten Studien hinaus2 , in denen der mini-q häufig lediglich zur Erfassung einer Kovariate oder Kontrollvariable genutzt wurde. Mittelwertunterschiede verwiesen auf die erstmalig betrachtete Bedeutung der Testversion und einer vorherigen Testbearbeitung.
Die Verteilungseigenschaften des mini-q sind mindestens gut ausgefallen (ähnlich Baudson & Preckel, 2016): Der Mittelwert liegt bei uns (M = 32.79, erst-bearbeitete Testversion) nah am theoretischen Mittelwert bei korrekter Bearbeitung der Hälfte der 64 Aufgaben; gemeinsam mit der Verteilung verweist dies auf eine Diskrimination unterschiedlich leistungsstarker Personen. Deskriptiv löste unsere Stichprobe im Mittel weniger Aufgaben als die Gesamtstichprobe der Originalpublikation bei dreiminütiger Bearbeitungszeit (d = 0.24). Ähnlich gute Verteilungs-Charakteristika ermittelten wir für den mini-q B.
Ebenso fielen die Hinweise zur Messgenauigkeit beider mini-q Versionen mindestens gut aus: Baudson und Preckel (2016) berichteten für den mini-q eine odd-even Testhalbierungsreliabilität von rtt = .98; unsere Werte lagen für beide mini-q Versionen sowie für die als erstes und zweites bearbeitete Version in gleicher Größenordnung (.96 ≤ rtt ≤ .99). Üblicherweise fallen odd-even-Reliabilitätswerte für gespeedete Leistungstests mit hoher Item-Lösungswahrscheinlichkeit hoch aus. Die Paralleltestreliabilität beider mini-q Versionen (rtt = .76/.80) erweitert die überzeugenden Messgenauigkeitsbefunde bedeutsam.
Als konvergente Validitätshinweise ermittelten wir Korrelationen mit einem Intelligenztest und der Abiturnote. Die Korrelation des mini-q mit dem IST-Screening differierte zwar in erwarteter Richtung bedeutsam von null (r = .25), fiel allerdings numerisch niedriger als die Erwartung der Korrelation zweier Intelligenztests aus (z.B. Baudson & Preckel, 2016: r = .67). Interessanterweise liegt der überzeugendere konvergente Validitätshinweis für den mini-q B (r = .47) numerisch zwischen beiden Werten. Mit der Abiturnote hing der mini-q bei uns erstaunlicherweise nicht bedeutsam zusammen (r = −.07); der mini-q B korrelierte hingegen bedeutsam mit der Abiturnote (r = −.25), und zwar ähnlich wie von den Testautorinnen für die Ursprungsform berichtet (r = −.28). Insofern stehen diese Validitätshinweise nur zum Teil im Einklang mit den Erwartungen sowie den Befunden zum Originalverfahren; zum Teil sind sie nicht erwartungskonform und stützen mithin die Validitätsannahme der mini-q-Testwerte nur partiell. Dies gilt ebenfalls für den mini-q B trotz etwas erwartungskonformerer und damit eine Validitätsvermutung teils stärker stützender Ergebnisse. Dies überrascht, da die Reliabilitätshinweise sowie die erwartungskonformen Validitätshinweise gegen prinzipielle Einwände wie eine zu homogene Stichprobe sprechen. Unsere Stichprobe umfasste zwar „nur“ Lehramtsstudierende (was die Generalisierbarkeit einschränkt), jedoch verschiedener Schulformen und -fächer, war also diesbezüglich eine recht heterogene Studierendenstichprobe, wenn auch eine größere und noch heterogenere Stichprobe wünschenswert ist. Prinzipiell sollten Testverfahren auch in einer solchen Stichprobe überzeugen. Wir gehen von einer gewissen Generalisierbarkeit unserer Befunde aus, auch wenn zur weiteren Einordnung weiterer Forschungsbedarf besteht.
Beachtenswert sind der Versions- sowie der Übungs- bzw. Testwiederholungseffekt. Beim Vergleich der jeweils als erstes bearbeiteten mini-q-Versionen überrascht der substantiell höhere Mittelwert im mini-q B (d = 0.63), was beim Vergleich beider Varianten zu beachten ist. Die randomisierte Zuteilung der Testhefte und die Berücksichtigung der jeweils als erstes bearbeiteten Version beim Versionsvergleich sprechen hier für eine hohe interne Validität. Eine Klärung der Versionsunterschiede – z.B. leichtere Verständlichkeit der Verben und/oder der graphischen Elemente im mini-q B als im mini-q – erfordert weitere Forschung. Der Mittelwertunterschied zwischen beiden Versionen verweist auf die Auswirkungen selbst geringer Modifikationen; ein direkter Vergleich der Messwerte ohne Berücksichtigung des Versionseffekts wäre mit Fehlinterpretationen verbunden. Insofern finden sich zwischen beiden Parallelversionen Messäquivalenzeinschränkungen. In Bezug auf Übungs- bzw. Testwiederholungseffekte konnten wir jeweils Testwertsteigerungen von der ersten zur zweiten Bearbeitung zeigen (vgl. Schneider, Becker, Krieger, Spinath & Sparfeldt, 2020, zur Interaktion zwischen Testversion und Bearbeitungsreihenfolge bei figuralen Matrizen), was die Frage der Testautorinnen nach der Stabilität und Effekten einer Testwiederholung aufgreift. Diese Ergebnisse übersteigen den eingangs berichteten metaanalytischen mittleren Testwiederholungseffekt in Intelligenztests mit alternativen Testversionen (Scharfen et al., 2018). Interessanterweise differieren die Mittelwerte der jeweils als zweites bearbeiteten mini-q-Versionen kaum (Tabelle 1; d = 0.04). Künftigen Studien bleibt eine Klärung dieser Befunde vorbehalten.
Auch wenn die Ergebnisse zu mini-q und mini-q B teils vielversprechend sind und teils für die Eignung als Intelligenz-Screening in drei Minuten sprechen, ersetzt dies keine umfängliche Intelligenzdiagnostik (vgl. Baudson & Preckel, 2016). Möchte man die Intelligenzstruktur oder das -profil erfassen, ist eine breitere Intelligenzdiagnostik erforderlich. Abschließend weisen wir trotz der sich aus den Limitationen ergebenden Forschungsbedarfe auf Vorteile des mini-q und des neuen mini-q B hin. Diese erlauben eine sehr zeitökonomische Erfassung eines Intelligenzindikators und somit einer zentralen Variable vieler (pädagogisch-)psychologischer Forschungen mit einem Screening-Instrument.
Elektronisches Supplement (ESM)
Das elektronische Supplement ist mit der Online-Version dieses Artikels verfügbar unter https://doi.org/10.1024/1010-0652/a000384
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1 Auf Anfrage beim Erstautor erhältlich.
2Beachtenswert ist auch die kürzlich erschienene mini-q-Studie von Schubert, Löffler, Wiebel, Kaulhausen & Baudson (2024).
