Erfassung mentaler Rotationsleistungen im Grundschulalter
Ein computerbasiertes Testverfahren für die erste bis dritte Klasse (cMR)
Abstract
Zusammenfassung: Die mentalen Rotationsleistungen als eine Komponente visuell-räumlicher Fähigkeiten stehen in enger Verbindung zur mathematischen Entwicklung sowie zum schulischen und beruflichen Erfolg in den MINT-Fächern. Daneben werden geringe mentale Rotationsleistungen bei Kindern mit einer Lese-Rechtschreibstörung diskutiert. Derzeit ist kein Messinstrument für den Schuleingangsbereich verfügbar, welches sowohl die Lösungsgenauigkeit als auch die Reaktionszeit misst und den allgemeinen Kriterien der Psychometrie (Objektivität, Validität und Reliabilität) entspricht. Anliegen der vorgelegten Untersuchung ist es, diese Lücke zu schließen. In zwei Studien wurde ein computerbasiertes Testverfahren für Schulkinder bis zur dritten Klassenstufe entwickelt, welches die Besonderheiten bei der Erfassung mentaler Rotationsleistungen junger Kinder berücksichtigt. Die vorgenommenen testtheoretischen Betrachtungen an 300 Grundschulkindern waren zufriedenstellend. Die Daten konnten wesentliche Befunde der Literatur bestätigen und wurden kritisch diskutiert. Mit dem cMR liegt nun ein ökonomisches chronometrisches Testverfahren zur Erfassung mentaler Rotationsleistungen vor, welches bereits bei Kindern ab der ersten Klasse einsetzbar ist.
Abstract: Mental rotation performance as a part of visuospatial skills is closely related to mathematical development as well as to academic and professional success in STEM subjects. In addition, low mental rotation performance in children with dyslexia disorder is a concern. Currently, no measurement instrument is available for the school entry level which measures both solution accuracy and reaction time and meets the general criteria of psychometrics (objectivity, validity, and reliability). This study closes that gap. In two studies, we developed a computer-based test procedure for school children up to third-grade level which considers the specific features of the assessment of mental rotation performance in young children. The test-theoretical observations conducted on 300 primary school children were satisfactory. The data confirmed essential findings of the literature and are critically discussed. The cMR represents an economical chronometric test procedure for assessing mental rotation performance that can already be used with children from the first grade.
Keywords: visuospatial ability, mental rotation, academic performance, cognitive performance, attention, elementary school children
Hohe visuell-räumliche Fertigkeiten stehen in einem engen Zusammenhang zum schulischen und beruflichen Erfolg in den sogenannten MINT-Fächern (z. B. Wai, Lubinski, & Benbow, 2009). Unter den Sammelbegriff der visuell-räumlichen Fertigkeiten fällt eine Vielzahl an Fertigkeiten. Die internationale Literatur hält eine Reihe an Ansätzen zur Klassifikation dieser bereit (siehe Hegarty, Montello, Richardson, Ishikawa & Lovelace, 2006; Linn & Petersen, 1985; Uttal et al., 2013). Die Klassifikationen beruhen in der Regel auf theoretischen Überlegungen, Ergebnissen von Faktorenanalysen, experimentellen und neurowissenschaftlichen Untersuchungen (Harris, Lowrie, Logan & Hegarty, 2021). Die mentale Rotation ist eine Komponente, deren enge Verbindung zu mathematischen Kompetenzen über die gesamte Lebensspanne gut dokumentiert ist (siehe Xie, Zhang, Chen & Xin, 2020). Zudem gibt es Hinweise darauf, dass die Lese-Rechtschreibstörung mit einer verringerten mentalen Rotationsleistung einhergeht (z. B. Layes, Lalonde & Rebai, 2020; Rüsseler, Scholz, Jordan, & Quaiser-Pohl, 2005). Die mentale Rotation definiert sich als die Fähigkeit, zwei- oder dreidimensionale Objekte in der Vorstellung zu rotieren (Linn & Petersen, 1985). Sollen visuell-räumliche Fertigkeiten systematisiert werden, so zählt die mentale Rotation zu den object-based spatial abilities1 (Zacks, Mires, Tversky & Hazeltine, 2000) bzw. zu den dynamisch-intrinsischen Fertigkeiten (Newcombe & Shipley, 2015; Uttal et al., 2013).
Befunde zur mentalen Rotation bei Kindern und Erwachsenen
Piaget und Inhelder (1971) gingen davon aus, dass Kinder vor dem Alter von sieben bis acht Jahren nicht dazu in der Lage sind, Objekte mental zu rotieren. Neuere Untersuchungen zeichnen jedoch ein anderes Bild. Studien zu Betrachtungszeiten bei jungen Säuglingen lassen darauf schließen, dass Kinder bereits ab einem Alter von drei Monaten mentale Repräsentationen von rotierenden Objekten bilden können (für ein aktuelles Review siehe Johnson & Moore, 2020). Die Fähigkeit, Rotationen von Objekten mental zu simulieren, steigt im Alter von zwei bis drei Jahren stark an (Pedrett, Kaspar & Frick, 2020). Aber erst ab einem Alter von fünf Jahren gelingt es Kindern, klassische Forced-Choice-Aufgaben zur mentalen Rotation korrekt zu lösen (Estes, 1998; Frick, Daum, Walser & Mast, 2009; Frick, Hansen & Newcombe, 2013; Marmor, 1975; Quaiser-Pohl, Rohe & Amberger, 2010), wobei diese noch deutlich mehr Zeit zur Lösung benötigen als ältere Kinder oder Erwachsene (z. B. Frick et al., 2013; Kail, Pellegrino & Carter, 1980; Marmor, 1975).
Ein bekannter und sehr gut dokumentierter Befund betrifft die bestehenden Geschlechterunterschiede in den mentalen Rotationsleistungen. Sogar kulturübergreifend (Geary & DeSoto, 2001) zeigten sich männliche den weiblichen Teilnehmenden deutlich überlegen. Diese Unterschiede bestätigten sich in Metanalysen sogar über die gesamte Lebensspanne (Linn & Petersen, 1985; Voyer, Voyer & Bryden, 1995), wobei der Unterschied bei jüngeren Testpersonen kleiner ausfällt als bei älteren (Lauer, Yhang & Lourenco, 2019). Jedoch nicht nur das Alter, sondern auch prozedurale Unterschiede, wie etwa die Darbietung von zwei- oder dreidimensionalen Objekten (Lauer et al., 2019), Unterschiede in den verwendeten Materialien (Rahe, Ruthsatz & Quaiser-Pohl, 2021) oder in den Instruktionen angesprochene Geschlechterstereotype (Neuburger, Jansen, Heil & Quaiser-Pohl, 2012), aber auch die Verwendung von psychometrischen oder chronometrischen Verfahren (Jansen-Osmann & Heil, 2007) zeigten sich für das Ausmaß der Geschlechtsunterschiede als relevant.
Psychometrische und chronometrische Verfahren zur Erfassung der mentalen Rotation
Mentale Rotationsleistungen werden ab einem Alter von fünf Jahren klassischerweise mittels Forced-Choice-Aufgaben erhoben. Dabei sollen die Teilnehmenden entscheiden, ob ein rotiertes Objekt (zwei- oder dreidimensional) einem Referenzitem entspricht oder nicht. Die bisher etablierten Messinstrumente unterscheiden sich darin, ob die Anzahl korrekt gelöster Items (psychometrisch) – z. T. innerhalb einer vorgegebenen Frist – oder die Reaktionszeit je Item (chronometrisch) zur Einschätzung der mentalen Rotationsleistung herangezogen wird. Zu den bekannten psychometrischen Verfahren im Erwachsenenalter gehören der Vandenberg-und-Kuse-Mental-Rotation-Test (VMRT; Vandenberg & Kuse, 1978) bzw. der darauf basierende Mental-Rotation-Test (MRT; Peters et al., 1995). Studien zeigten, dass diese Verfahren erst ab einem Alter von neun Jahren eine reliable Messung der mentalen Rotationsleistungen leisten (Hoyek, Collet, Fargier & Guillot, 2012; Titze, Jansen, & Heil, 2010). Die Präsentation von sowohl drei- als auch zweidimensionalen Objekten und die anschließende Auswahl der zwei passenden Items aus einer Reihe von fünf Items erwies sich für Grundschulkinder als nicht geeignet (Hoyek et al., 2012). Auch Rotationen in der Bildtiefe waren für die meisten Kinder der zweiten Klasse noch zu schwer (Ruthsatz, Neuburger, Rahe, Jansen & Quaiser-Pohl, 2017). Die Arbeitsgruppe um Frick (2013) reduzierte in einem Puzzle-Paradigma die Komplexität. Sie forderten drei- bis fünfjährige Kinder auf, einen Geist aus einer Auswahl von nur zwei gespiegelten Geistern auszuwählen, welcher in einen vorgegebenen Ausschnitt passt. Sie fanden sowohl in Darbietung von drei- als auch zweidimensionalen Testaufgaben, dass bereits Fünf-, nicht jedoch Dreijährige in der Lage waren, diese Art der Aufgaben zu lösen. Die Arbeitsgruppe um Hoyek (2012) leitete folgende Besonderheiten für die Erfassung der mentalen Rotation im Kindesalter ab, welche auch in der Entwicklung des eigenen Tests Berücksichtigung fanden:
- 1.Das Vergleichen von fünf Bildern in einer Reihe ist für Kinder zu schwer.
- 2.Kinder benötigen leichte Testinstruktionen.
- 3.Auf Zeiteinschränkungen sollte verzichtet werden.
- 4.Es sollten vorrangig bekannte Abbildungen aus dem Alltag der Kinder benutzt werden.
Chronometrische Verfahren verlangen von den Testpersonen eine möglichst schnelle und korrekte Entscheidung, ob ein Vergleichsitem dem Referenzitem entspricht. Dies geschieht in der Regel am Computer. Die Komplexität der Vergleichsitems ist durch den paarweisen Vergleich deutlich reduziert (Hoyek et al., 2012; Titze et al., 2010). Erste chronometrische Untersuchungen zur mentalen Rotation gehen auf die Arbeitsgruppe um Shepard zurück (Shepard & Cooper, 1986; Shepard & Metzler, 1971). Die Autoren verwendeten Forced-Choice-Aufgaben, bei denen die erwachsenen Probanden entscheiden sollten, ob ein rotiertes dreidimensionales Objekt einem Referenzitem entspricht oder nicht und ermittelten die Reaktionszeit. Sie fanden, dass zwischen dem Rotationswinkel der Objekte (in 20°-Intervallen) und der Reaktionszeit zur Beurteilung einer Übereinstimmung mit dem Referenzitem bis zu einem Winkel von 180° ein linearer Zusammenhang besteht (siehe Cooper, 1975), wobei sie keinen Unterschied zwischen einer Drehung in der Bildebene und Bildtiefe beobachten konnten (Shepard & Metzler, 1971). Marmor (1975) untersuchte als erste mittels eines chronometrischen Verfahrens fünf- und achtjährige Kinder unter Verwendung von zweidimensionalen Abbildungen. Sie fand, dass die Achtjährigen doppelt so schnell in der Lösung der dargebotenen Aufgaben waren wie die Fünfjährigen. Die Ergebnisse konnten in weiteren Studien zwar repliziert werden, wurden jedoch in anderen kontrovers diskutiert (für eine Übersicht siehe Newcombe & Frick, 2010).
Nicht nur das Alter, auch die verwendeten Stimuli haben einen Einfluss auf die Reaktionszeiten. So zeigte sich, dass die Vertrautheit der zu rotierenden Objekte und somit „der kognitive Aufwand bei der Enkodierung von Objektinformationen“ (Lohaus, Schumann-Hengsteler & Kessler, 2010, S. 79) bei Erwachsenen gleichermaßen wie bei Kindern einen Effekt auf die Reaktionszeit hat. Versuchspersonen benötigten für unbekannte Objekte mehr Zeit als für bekannte (Carter, Pazak & Kail, 1983; Kail et al., 1980; Ruthsatz, Rahe, Schürmann & Quaiser-Pohl, 2019). Auch dreidimensionale Würfelbilder führten zu höheren Reaktionszeiten als zweidimensionale Abbildungen von Tieren und Buchstaben (Jansen-Osmann & Heil, 2007) und waren sowohl für Kinder der zweiten- als auch der vierten Klasse nicht geeignet (Jansen, Schmelter, Quaiser-Pohl, Neuburger & Heil, 2013).
Der Bedarf an einem chronometrischen Verfahren für das Grundschulalter
Die Erfassung mentaler Rotationsleistungen erfolgt ab einem Alter von fünf Jahren typischerweise mittels psychometrischen und chronometrischen Forced-Choice-Testverfahren. Zwar wurden bereits einige wenige psychometrische Verfahren für das Grundschulalter in Studien verwendet, ein chronometrisches Verfahren zur Erfassung mentaler Rotationsleistungen ist jedoch aktuell nicht verfügbar. Auf der Basis der bestehenden Besonderheiten bei der Erhebung mentaler Rotationsleistungen im Kindesalter und den Ergebnissen der vorgestellten Studien wurde ein chronometrisches Testverfahren zum ökonomischen Einsatz am Computer für die erste bis dritte Klasse entwickelt und erprobt.
Erste Studie (chronometrischer mentaler Rotationstest – cMR-I)
Der ersten Studie war eine Voruntersuchung als Paper-Pencil-Version mit 365 Kindern der ersten und dritten Klasse vorgelagert. Diese diente dazu, unter Anwendung der oben genannten Kriterien die zweidimensionalen Items (Buchstaben, Ziffern, gezeichnete Bilder), die Winkelgrade sowie die Testinstruktionen erstmalig zu erproben. Die Voruntersuchung zeigte, dass sich die Lösungsgenauigkeit der gepaarten Rotationswinkel (30° vs. 330°, 60° vs. 300°, 120° vs. 240°, 150° vs. 210°) nicht signifikant voneinander unterschieden (siehe Cooper, 1975). Der Schwellenwert von 180° bei den Winkeldifferenzen ließ sich folglich auch in der erhobenen Stichprobe von Grundschulkindern finden. Zur Reduktion der Itemanzahl wurden für die weiteren Studien die Winkeldisparitäten größer als 180° ausgeschlossen.
Methode
In der ersten Studie wurde ein chronometrisches Testverfahren zur Anwendung am PC mit Touchpad entwickelt und programmiert. Ziel der ersten Studie war die Erprobung der ausgewählten Items aus der Voruntersuchung und der Instruktionen am PC sowie die Durchführbarkeit des Testverfahrens bei Kindern der ersten drei Grundschuljahre. Aus diesem Grund basiert die diesbezügliche Auswertung ausschließlich auf einer Analyse der Lösungsgenauigkeit.
Stichprobe
An der ersten Untersuchung nahmen 239 Grundschulkinder (davon 117 weiblich) der ersten, zweiten und dritten Klassenstufe teil. Davon wurden insgesamt 52 Kinder (davon 23 weiblich, χ2[1] = 1.22, p = .270) ausgeschlossen. Der Ausschluss fand nach folgenden Kriterien statt: Die Kinder bewerteten durchgängig alle Vergleichsitems als identisch zum Referenzitem und / oder lagen unterhalb der 50-%-igen Ratewahrscheinlichkeit sowie zusätzlich aufgrund von Antwortgaben unterhalb der Wahrnehmungsschwelle von 200 ms (siehe Kajda, 2010). Die betroffenen Vergleiche verteilten sich über den gesamten Test. Die Verteilung der Analysestichprobe und der Stichprobe ausgeschlossener Kinder hinsichtlich des Geschlechts und der Klassenzugehörigkeit kann der Tabelle im elektronischen Supplement 1 entnommen werden. Die Analysestichprobe von 187 Kindern (davon 94 weiblich, χ2[1] = 0.95, p = .330) setzt sich folgendermaßen zusammen: 84 Kinder besuchten die erste (MAlter = 6.64, SD = .71), 59 die zweite (MAlter = 7.83, SD = .83) und 44 die dritte Klasse (MAlter = 8.50, SD = .67). Die Geschlechterverteilung der ausgeschlossenen Kinder weicht nicht signifikant von der Analysestichprobe ab, χ2(1) = 0.76, p = .384. Dies bestätigte sich jedoch nicht für die Verteilung der Klassenzugehörigkeit der ausgeschlossenen Kinder, χ2(2) = 10.47, p = .005. Die Stichprobe ausgeschlossener Kinder zeigt im Vergleich zur Analysestichprobe einen deutlich höheren Anteil an Kindern der ersten Klasse und weniger der zweiten und dritten Klasse.
Instrument: Chronometrischer mentaler Rotationstest (cMR-I)
Der cMR-I wurde mit dem frei verfügbaren Softwareprogramm OpenSesame Version 3.2.8 programmiert. Das Programm ist lauffähig auf Windows, MAC und Android. Jedem Kind stand ein 12,3-Zoll-Touchscreen mit Tastatur zur Verfügung. Der Bildschirm stand ca. 30 – 35 cm vom Kind entfernt. Das Programm erfasste sowohl die Lösungsgenauigkeit als auch die Reaktionsgeschwindigkeit.
Die insgesamt 12 zweidimensionalen, in der Bildebene rotierten schwarz-weißen Referenzitems bestanden aus alphanumerischen Symbolen sowie kindgerechten Bildern von abstrakten Formen, Tieren, jahreszeittypischen Objekten und Musikinstrumenten, welche jeweils identisch und gespiegelt waren sowie eine Gesamtgröße von fünf mal fünf Zentimetern hatten. Der Abstand zwischen dem Referenz- und Vergleichsitem betrug sechs Zentimeter und diese waren in der Mitte des Bildschirmes durch einen senkrechten Strich (5 cm lang) getrennt. Zwischen den Vergleichssequenzen erschien in der Mitte des Bildschirmes ein schwarzer Fixationspunkt. Es wurden vier Winkeldisparitäten im Uhrzeigersinn präsentiert: 30°, 60°, 120° bzw. 150°. Der cMR-I beinhaltete somit insgesamt 96 Vergleichsitems, welche einzeln gemeinsam mit dem jeweiligen Referenzitem präsentiert wurden. Die Vorgabe erfolgte randomisiert ohne Pausen. Unter den präsentierten Referenz- und Vergleichsitems befanden sich folgende zwei Auswahlmöglichkeiten: für identische Items in Form eines Häkchens und für gespiegelte der kleine Buchstabe f. Für die Auswertung wurden ausschließlich die 48 identischen Items herangezogen (siehe Heil & Jansen-Osmann, 2008; Jolicœur, Regehr, Smith & Smith, 1985). Die Antwortgabe erfolgte durch einen Touch mit dem Zeigefinger der dominanten Hand auf dem Bildschirm.
Durchführung des cMR-I
Zu Beginn der Untersuchung, welche in Kleingruppen mit maximal drei Kindern durchgeführt wurde, erfolgte eine ausführliche Testinstruktion, die von der geschulten Testleiterin oder dem geschulten Testleiter laut vorgelesen wurde. Anschließend absolvierte jedes Kind acht Übungsitems, wobei jeweils eines der drei Kinder am Laptop saß und die Aufgaben bearbeitete, während die anderen beiden zuschauten. Somit bearbeitete jedes Kind aktiv die Übung und schaute zweimal passiv zu. Durch akustische Signale gab es während der Übung eine Rückmeldung über die Korrektheit. Vier inkorrekte Antworten in den ersten vier Items der Übungssequenz führten zum Abbruch und das Testverfahren wurde erneut mit den Instruktionen gestartet. Dieses Vorgehen wurde gewählt, um den digitalen Test einzuführen, wobei anzunehmen war, dass die Kinder wenig Erfahrungen im Umgang mit den Geräten haben. Somit konnte auf alle Fragen der Kinder eingegangen und eine intensivere Übungsphase zum Kennenlernen der Eingabemöglichkeiten geschaffen werden. Nachdem alle drei Kinder die Übung absolviert hatten, bekam jedes einen eigenen Laptop und der cMR-I wurde gleichzeitig von allen Kindern gestartet. Der Zeitaufwand pro Kleingruppe betrug ungefähr 25 Minuten, wobei die Bearbeitung der Testitems durchschnittlich 5:56 Minuten (SD = 2:02) benötigte.
Ergebnisse
Die Spannweite des cMR-I lag bei 5 bis 48 Punkten (M = 37.53, SD = 10.54). Kinder der ersten Klasse erreichten im Mittel die wenigsten Punkte (MKl1 = 35.82, SD = 11.48). Die Kinder der zweiten Klasse lösten etwas mehr Aufgaben korrekt (MKl2 = 37.63, SD = 10.22), jedoch war dieser Unterschied nicht signifikant, tKl1/Kl2(141) = -0.97, p = .167. Zwischen der ersten und dritten Klasse zeigten sich signifikante Unterschiede, tKl1/Kl3(126) = -2.74, p = .004, d = 0.46. Die Kinder der dritten Klasse lösten zwar im Mittel mehr Aufgaben korrekt (MKl3 = 40.68, SD = 8.31) als die Kinder der zweiten Klasse, jedoch war dieser Unterschied ebenfalls nicht signifikant, tKl2/Kl3(101) = -1.62, p = .054. Unterschiede zwischen Jungen und Mädchen konnten nicht gefunden werden (siehe Tabelle im elektronischen Supplement 2). Die interne Konsistenz betrug über alle identischen Items Cronbachs α = .94. Die Testhalbierung erbrachte einen Korrelationskoeffizienten von rtt = .87.
Nach Vorstellung der Items des cMR-I auf Tagungen sowie Forschungskolloquien und umfangreichen Diskussionen mit Expertinnen und Experten aus den Bildungswissenschaften wurden vier Referenzitems ausgetauscht. Dies geschah auf der Grundlage von Trennschärfenanalysen (siehe Tabelle im elektronischen Supplement 3). In jeder Klassenstufe wurden jeweils zwei Items mit den geringsten Trennschärfen (Trompete, Blume, Fisch, Bauklotz 1) aus dem Test entfernt. Alle bereits erprobten alphanumerischen Items wurden weiterhin verwendet. Somit ergab sich Platz für vier neue Items: der kleingeschriebene Buchstabe b, die Ziffer 9 sowie zwei abstrakte, für Kinder unbekannte Formen nach Rosser, Ensing, Glider und Lane (1984). Die Referenzitems Buchstabe b und Ziffer 9 wurden mit Fokus auf die Anwendung des Testverfahrens bei Kindern mit einer spezifischen Lernstörung aufgenommen und die zwei abstrakten Referenzitems als Gegenpol zu den Referenzitems mit bekannten Motiven. Somit konnte der kindlichen Konzentrationsspanne von ca. 5 Minuten weiterhin entsprochen und Effekte durch die Bearbeitungsbelastung in den verschiedenen Studien konstant gehalten werden.
Zweite Studie (chronometrischer mentaler Rotationstest zweite Fassung – cMR-II)
Methode
Ziel der zweiten Studie war die finale Fassung des computerbasierten Testverfahrens zur Messung der mentalen Rotationsleistungen im Grundschulalter sowie erste Überprüfungen psychometrischer Gütekriterien. Zur Überprüfung der Kriteriumsvalidität wurden bei Zustimmung der Schulen und Eltern zusätzlich zum cMR-II an weiteren Testtagen ausgewählte Testverfahren an Teilstichproben durchgeführt. Diese dienten der Überprüfung der Kriteriumsvalidität und untersuchten die mathematischen und kognitiven Fähigkeiten der Kinder sowie deren Aufmerksamkeitsleistungen.
Eine Verbindung zwischen der mentalen Rotation und mathematischen Kompetenzen ist über die gesamte Lebensspanne gut dokumentiert. Die Ergebnisse einer aktuellen Metaanalyse zeigen, dass visuell-räumliche Fertigkeiten des intrinsisch-statischen Bereiches nach Newcombe und Shipley (2015), zu denen Aufgaben der Mentalen Rotation zählen, mit einer mittleren Effektstärke von r = .31 (p < .001, k = 89 Studien) mit mathematischen Fertigkeiten korrelieren (Xie et al., 2020). Aus diesem Grund wurden auch für die vorliegende Studie mittlere Zusammenhänge zwischen mentaler Rotation und mathematischer Leistung erwartet.
Befunde der Literatur zeigen, dass mentale Rotationsleistungen mit dem deduktiven Denken, dem Verständnis mathematischer und wissenschaftlicher Problemstellungen, der Aufmerksamkeitsfokussierung und mit Entscheidungen aufgrund von Wahrnehmungen zusammenhängen (Karádi, Kállai, & Kovács, 2001). Entsprechend wurden für die eigenen Daten mittlere Zusammenhänge zwischen mentaler Rotation und kognitiven Leistungen im figuralen Denken erwartet.
Die Erfassung mentaler Rotationsleistungen setzt zusätzlich eine Aufmerksamkeitsaktivierung voraus. Nach Sturm (2009) etabliert sich diese idealerweise in einer Daueraufmerksamkeit, da eine andauernde Zuwendung unter anspruchsvollen Belastungen (bspw. Zeitdruck) vorliegt. Die selektive Aufmerksamkeit sorgt ebenfalls dafür, dass lediglich die relevanten Aspekte der Rotation beachtet werden. Dies führt zu einer genaueren Bearbeitung von Aufgaben und verhindert möglicherweise inkorrekte Ergebnisse sowie eine Reaktionszeiterhöhung (Sturm, 2009). Grundsätzlich soll jedoch geprüft werden, ob sich die erhobenen mentalen Rotationsleistungen von reinen Aufmerksamkeitsleistungen abgrenzen lassen. Es wurden mittlere Zusammenhänge zwischen den mentalen Rotations- und der kontinuierlich erbrachten Aufgabenleistungen erwartet.
Stichprobe
Insgesamt nahmen 316 Grundschulkinder an der Untersuchung teil. 16 Kinder (10 weiblich, χ2[1] = 1.00, p = .317) wurden ausgeschlossen, davon 11 Kinder der ersten und 5 Kinder der dritten Klasse (χ2[1] = 2.25, p = .133). 300 Kinder (156 weiblich, χ2[1] = 0.30, p = .583) der ersten und dritten Klasse gingen in die Analysen ein. Die Kinder verteilten sich gleichmäßig auf beide Klassenstufen, χ2(1) = 0.21, p = .644. 146 Kinder besuchten die erste (79 weiblich, MAlter = 6.83 Jahre, SD = 0.50) und 154 Kinder die dritte Klasse (77 weiblich, MAlter = 8.77, SD = 0.58). Die Stichprobenzusammensetzung bezüglich des Geschlechts und der Klassenstufe der ausgeschlossenen Kinder wich nicht von der Analysestichprobe ab. Die Häufigkeiten und Statistiken sind in der Tabelle im elektronischen Supplement 1 zusammengefasst.
Instrument: Chronometrischer mentaler Rotationstest – zweite Fassung (cMR-II)
Alle Parameter bezüglich des Aufbaus und der Darbietung des cMR-II waren zu denen des cMR-I identisch. Ein Beispielitem ist in der Abbildung im elektronischen Supplement 4 zu finden. Folgende Referenzitems wurden verwendet: Ziffern 5, 7 und 9, Buchstaben b, F, und Q; schwarz-weiß Zeichnungen: Schneemann, Löwe und Gitarre sowie Bauklotz, einfach-abstrakte und komplex-abstrakte Form2.
Weitere Verfahren
Mathematische Leistungen. Die Kinder bearbeiteten das Basismodul des Diagnostischen Inventars zu Rechenfertigkeiten im Grundschulalter (DIRG) von Grube, Weberschock, Blum und Hasselhorn (2010) sowie den Untertest Ergänzungsaufgaben aus dem Heidelberger Rechentest (HRT) von Haffner, Baro, Parzer und Resch (2005). Das DIRG überprüft einfaches Addieren und Subtrahieren im Zahlenraum bis zwanzig. Dieser Test, der als Speedtest durchgeführt wird, weist für das durchgeführte Basismodul eine Retest-Reliabilität von .93 auf (Grube et al., 2010). Der Untertest Ergänzungsaufgaben des HRT testet das Teil-Teil-Ganze-Konzept in Form von Platzhalteraufgaben und weist, ebenfalls als Speedtest durchgeführt, eine Retest-Reliabilität von .77 auf (Haffner et al., 2005).
Kognitive Leistungen. Zur Erhebung allgemeiner kognitiver Leistungen wurde der Grundintelligenztest Skala 1 – Revision (CFT 1-R; Weiß & Osterland, 2013) eingesetzt. Die Kinder bearbeiteten die Untertests zum figuralen Denken: Reihenfortsetzen, Klassifikation und Matrizen, die die Erfassung von Regeln, die Identifizierung und Wahrnehmung von Merkmalen sowie die Herausstellung von Beziehungsmustern erfordern. Alle drei Untertests wurden als Speedtest durchgeführt und weisen eine Retest-Reliabilität von .94 bis .95 auf.
Aufmerksamkeit. Zur Erhebung der Konzentrations- und Aufmerksamkeitsleistungen wurde das Frankfurter Aufmerksamkeits-Inventar 2 (FAIR-2; Moosbrugger & Oehlschlägel, 2011) eingesetzt. Zum besseren Verständnis der Instruktionen für die jüngere Stichprobe wurden die von den Kindern selbst zu erlesenden Hinweise im Kasten auf dem Testbogen des Originals („Kreis mit 3 Punkten“ und „Quadrat mit 2 Punkten“) durch Bilder ersetzt. Das FAIR-2 erfasst den Leistungswert (Arbeitstempo), den Qualitätswert (Genauigkeit) sowie den Kontinuitätswert (K-Wert; kontinuierlich erbrachte Aufgabenleistung). Der K-Wert kombiniert den Qualitätswert mit dem Leistungswert. Da sich der K-Wert robuster gegenüber dem individuellen Arbeitsstil zeigte (Moosbrugger & Oehlschlägel, 2011, S. 47), wurde dieser für die Analyse verwendet. Der FAIR-2 wurde ebenfalls als Speedtest konzipiert. Der K-Wert zeigt eine Retest-Reliabilität von .81 und weist Paralleltest-Reliabilitäten von über .80 auf.
Durchführung
Die Durchführung des cMR-II entsprach dem cMR-I. Der Zeitaufwand pro Kleingruppe betrug ungefähr 25 Minuten. Die Erhebungen der zusätzlichen Verfahren wurden als Klassentests getrennt von den Testungen zur mentalen Rotation durchgeführt. Sie erfolgten an weiteren Testtagen in der Schule des Kindes. Die Reihenfolge variierte. Aufgrund der zeitlichen und räumlichen Vorgaben der beteiligten Schulen und da für die weiteren Testverfahren, insbesondere die zur kognitiven Leistungserhebung, nicht das Einverständnis aller Eltern erfolgte, ergaben sich sehr unterschiedliche Vergleichsstichproben. Die Leistungsdaten der Kriteriumsvariablen wurden getrennt nach Klassenstufe z-transformiert und anschließend Korrelationsanalysen nach Pearson berechnet.
Ergebnisse
Lösungsgenauigkeit. Eine konfirmatorische Faktorenanalyse mit den identischen Items zeigte mit χ²(54) = 115,80, p < .001 (RMSEA = .06, CFI = .964) einen akzeptablen Modellfit und bestätigte folglich die Eindimensionalität des zugrundeliegenden Messmodells. Die Ladungen der eingeschlossenen Items bezüglich der Lösungsgenauigkeit wichen signifikant von Null ab und lagen in einem guten Bereich (Christ & Schlüter, 2012).
Die Lösungsgenauigkeit im cMR-II zeigte hinsichtlich der identischen Items eine Spannweite von 8 bis 48 Punkten (M = 41.11, SD = 7.82). Die Lösungsgenauigkeit nahm mit steigendem Winkelgrad (30°, 60°, 120° und 150°) signifikant ab, F(1.829, 541.295) = 66.91, p < .001, η² = .18. Die Freiheitsgrade wurden auf Grund eines signifikanten Maulchy-Tests mittels Greenhouse-Geisser von ε = .61 korrigiert. Interaktionseffekte zwischen den Winkelgraden und der Klassenstufe, F(1.829, 541.295) = 0.800, p = .440, sowie den Winkelgraden und dem Geschlecht, F(1.829, 541.295) = 0.580, p = .546, lagen nicht vor. Jedoch fanden wir einen signifikanten Haupteffekt der Klassenstufe, F(1,296) = 13.53, p < .001, η² = .04. Kinder der dritten Klasse (M = 42.69, SD = 6.70) erreichten höhere Punktwerte als Kinder der ersten Klasse (M = 39.45, SD = 8.55). Dies lässt sich auch für alle dargebotene Winkelgrade nachweisen. Die Ergebnisse sind in Tabelle 1 abgetragen und ergänzend im elektronischen Supplement 5 dargestellt. Zusätzlich sind die Itemmittelwerte der 12 Referenzitems im elektronischen Supplement 6 getrennt nach Klassenstufe abgetragen. Die Kinder der ersten Klasse erzielten nahezu durchgehend signifikant geringere Werte in der Genauigkeit der einzelnen Items als die Kinder der dritten Klasse bei kleinen bis mittleren Effektstärken. Keine signifikanten Unterschiede konnten für die Referenzitems Ziffer 7, Ziffer 9 sowie einfach abstrakt gefunden werden. Hinsichtlich des Geschlechts konnten wir weder einen Haupteffekt, F(1,296) = 1.59, p = .208, noch einen Interaktionseffekt mit der Klassenstufe, F(1,296) = 2.08, p = .150, finden. Jungen und Mädchen unterschieden sich nicht in den Lösungsgenauigkeiten (Mweiblich = 40.49, SD = 17.82; Mmännlich = 41.78, SD = 87.78).
Die interne Konsistenz bezüglich der Lösungsgenauigkeit betrug α = .92. Die Methode zur Testhalbierung erbrachte einen Korrelationskoeffizienten von rtt = .86. Trennschärfen und Schwierigkeiten der Einzelitems des cMR-II können der Tabelle im elektronischen Supplement 7 entnommen werden.
Reaktionszeit. Zur Analyse der Reaktionszeiten wurde eine Erstklässlerin ausgeschlossen. Ihre Reaktionszeit lag mehr als drei Standardabweichungen über dem Mittelwert. Auch bezüglich der Reaktionszeiten wurde eine konfirmatorische Faktorenanalyse mit den identischen Items durchgeführt. Mit χ²(54) = 181,130, p < .001 (RMSEA = .09, CFI = .898) erbrachte das Modell einen akzeptablen Modellfit. Daraus schließen wir auch hier auf die Eindimensionalität des zugrundeliegenden Messmodells. Die Ladungen der eingeschlossenen Items bezüglich der Reaktionszeiten wichen signifikant von Null ab und lagen in einem guten Bereich (Christ & Schlüter, 2012). Die Gesamtbearbeitungszeit des cMR-II zeigte eine Spannweite von 2:22 bis 11:34 Minuten (M = 5:44, SD = 1:44).
Die Reaktionszeit nahm mit steigendem Winkelgrad (30°, 60°, 120° und 150°) signifikant zu, F(2.81, 802.83) = 105.52, p < .001, η² = .27. Die Freiheitsgrade wurden auf Grund eines signifikanten Maulchy-Tests mittels Greenhouse-Geisser von ε = .94 korrigiert. Interaktionseffekte zwischen den Winkelgraden und der Klassenstufe, F(2.81, 802.83) = 0.94, p = .414, sowie den Winkelgraden und dem Geschlecht, F(2.81, 802.83) = 1.95, p = .124, lagen nicht vor. Jedoch fanden wir einen signifikanten Haupteffekt der Klassenstufe, F(1,286) = 13.93, p < .001, η² = .05. Die Kinder der dritten Klasse bearbeiteten den Test signifikant schneller (M = 5:19, SD = 1:25) als die Kinder der ersten Klasse (M = 6:12, SD = 1:55). Dies lässt sich auch in den Reaktionszeiten in allen dargebotenen Winkelgraden nachweisen. Die Ergebnisse sind in Tabelle 2 abgetragen und ergänzend grafisch im elektronischen Supplement 8 dargestellt. Zusätzlich sind die mittleren Reaktionszeiten der 12 richtig gelösten identischen Items in der Tabelle im elektronischen Supplement 9 getrennt nach Klassenstufe gelistet. Die Kinder der dritten Klasse waren über alle Referenzitems hinweg schneller als die Kinder der ersten Klasse mit kleinen bis mittleren Effektstärken. Hinsichtlich des Geschlechts konnten wir weder einen Haupteffekt, F(1,286) = 1.50, p = .222, noch einen Interaktionseffekt mit der Klassenstufe, F(1,286) = 1.74, p = .188, finden. Jungen und Mädchen unterschieden sich nicht in den Reaktionszeiten (Mweiblich = 2:17, SD = 0:50; Mmännlich = 2:16, SD = 0:44).
Interkorrelationen mit Drittvariablen. Die Lösungsgenauigkeit im cMR-II korrelierte zu r = .22 (p < .01, n = 281) mit der Leistung im DIRG und zu r = .31 (p < .01, n = 282) mit der Leistung im HRT. Mit der Erhebung der kognitiven Leistung mittels CFT 1-R waren nur wenige Schulen und Eltern einverstanden. Die Korrelation zum cMR-II lag bei r = .38 (p = .014, n = 34). Der cMR-II und der K–Wert des FAIR-2 korrelierten zu r = .25 (p < .01, n = 192). Die Zusammenhänge zu allen vier erhobenen Drittvariablen waren signifikant und bewegten sich im schwachen bis mäßigen Bereich.
Diskussion
Die Fähigkeit, Objekte mental zu rotieren, steht in engem Zusammenhang zur mathematischen Entwicklung (Xie et al., 2020) sowie zum schulischen und beruflichen Erfolg in den MINT-Fächern (z.B. Wai et al., 2009). Zudem werden geringere mentale Rotationsleistungen bei Kindern mit einer Lese-Rechtschreibstörung seit einigen Jahren diskutiert (z.B. Layes et al., 2020; Rüsseler et al., 2005). Um den Einfluss der mentalen Rotation auf Schulleistungen bzw. die Entwicklung von Schwierigkeiten im Lesen, Rechtschreiben und Rechnen zu untersuchen, tatsächliche Wirkzusammenhänge darzustellen und Förderprogramme zu evaluieren, sind standardisierte Testverfahren für die Schuleingangsphase nötig. Zwar wurden bereits psychometrische Verfahren bei Kindern ab der zweiten Klasse eingesetzt (z.B. Ruthsatz et al., 2017), ein chronometrisches Verfahren, welches neben der Genauigkeit auch die Schnelligkeit im mentalen Rotieren erhebt, ist jedoch aktuell für die Schuleingangsphase noch nicht verfügbar. Dies scheint aber schon allein vor dem Hintergrund gefundener Unterschiede bezüglich des Leistungsvorteils von Jungen in psychometrischen Verfahren, nicht aber in chronometrischen Verfahren, von Relevanz zu sein (Jansen-Osmann & Heil, 2007).
Die vorliegende Arbeit berichtete über die Entwicklung eines computerbasierten chronometrischen Testverfahrens, welches in ökonomischer Form bereits bei Kindern ab der ersten Klasse erfolgreich eingesetzt werden kann. Die Erfassung mentaler Rotationsleistungen im Kindesalter unterliegt einer Reihe von Besonderheiten (siehe Hoyek et al., 2012). Auf diese wurde bei der Entwicklung des cMR besonders Rücksicht genommen. So waren die Kinder aufgefordert, jedes Vergleichsitem einzeln mit dem Referenzitem zu vergleichen und zu entscheiden, ob es diesem entspricht oder nicht. Die Testinstruktionen waren kindgerecht und leicht verständlich formuliert. Eine im Vorfeld durchgeführte Untersuchung an 364 Kindern der ersten und dritten Klasse bestätigte dies. Bei der Auswahl der Abbildungen wurde zudem darauf geachtet, diese kindgerecht und motivierend zu gestalten und bekannte Objekte einzufügen. Nach Vorstellung und Diskussion der Items des cMR-I mit Expertengruppen aus den Bildungswissenschaften wurde entschieden, vier Referenzitems für den cMR-II zu ergänzen. Um der kindlichen Konzentrationsspanne von ca. 5 Minuten zu entsprechen und Effekte durch die Bearbeitungsbelastung in den verschiedenen Studien konstant zu halten, wurden nach Itemanalysen vier Items des cMR-I entfernt und zwei alphanumerische sowie zwei abstrakte Objekte aufgenommen. Alle Items des cMR-II zeigten Trennschärfen in zufriedenstellender Höhe.
In der Gesamtgruppe konnten weder in der Lösungsgenauigkeit noch in den Reaktionszeiten Geschlechtseffekte gefunden werden. Auch Interaktionen mit der Klassenstufe wurden nicht sichtbar. Unter Verwendung des MRT (Peters et al., 1995) bzw. einer adaptierten Version konnten auch andere Studien bei Kindern jünger als zehn Jahren bisher keinen Unterschied zwischen den Geschlechtern finden (Ruthsatz et al., 2017; Titze et al., 2010). Demgegenüber steht die Vermutung der Autorinnen und Autoren, dass der bei ihnen gefundene (nicht signifikante) Vorteil der neunjährigen Jungen mit einer Effektstärke von d = 0.45 (n = 48) bei einer ausreichend großen Stichprobe das Signifikanzniveau erreicht hätte, was allerdings nicht geprüft wurde (Titze et al., 2010).
Bewertung Psychometrischer Gütekriterien des cMR-II
Die Objektivität in Bezug auf Durchführung und Auswertung kann als gewährleistet eingeschätzt werden. Sie wird durch die vorgegebenen Instruktionen, die kontrollierten Übungen anhand von Beispielen, die computergesteuerte Itempräsentation und die automatische Speicherung der Lösungsergebnisse inklusive der Reaktionszeit erreicht. Die Übungen in der Kleingruppe, welche im schulischen Kontext den Kindern vertraut sind, sollten die Objektivität nicht beeinflussen. Daneben erreichte der cMR-II eine ausreichend hohe Reliabilität sowohl mittels interner Konsistenzanalyse als auch Split-Half-Korrelation.
Auch die inhaltliche Validität kann als gegeben eingeschätzt werden. Folgende Gründe sprechen dafür: Die Auswahl der Referenzitems (kindgerechte alphanumerische, abstrakte sowie bekannte zweidimensionale Objekte) sowie die Gestaltung der Anforderungen basiert auf Befunden der Literatur und können vor diesem Hintergrund als plausibel gewertet werden. Zudem bestätigen die Befunde der eigenen Untersuchung zentrale Ergebnisse vorheriger Studien. Beispielsweise zeigte sich, dass die Reaktionszeiten mit steigendem Rotationswinkel zunahmen. Diese bereits von Kail (1991) sowie Shepard und Cooper (1986) beschriebene Proportionalität zwischen Reaktionszeit und Rotationswinkel gilt als Indikator für eine tatsächlich durchgeführte mentale Rotation. Somit lässt sich darauf schließen, dass „die mentale Vorstellung der Drehung eines Objekts mit der tatsächlichen Drehung in der Wirklichkeit übereinstimmt“ (Bülthoff & Bülthoff, 2014, S. 1078). Ein weiterer zentraler Befund der eigenen Arbeit ist, dass Kinder der dritten Klasse signifkant mehr Aufgaben korrekt lösten und für die Bearbeitung des Tests weniger Zeit benötigten als Kinder der ersten Klasse. Eine Analyse der zwölf Referenzitems zeigte, dass dieses Muster an Befunden auf nahezu alle Referenzitems zutraf. Dies entspricht der Annahme, dass die Fähigkeit, Objekte mental zu rotieren, vom frühen Kindesalter bis zum Erwachsenenalter stetig zunimmt (z. B. Estes, 1998; Kail et al., 1980; Kosslyn, Margolis, Barrett, Goldknopf, & Daly, 1990; Marmor, 1975; Ruthsatz et al., 2017).
Zur ersten Beurteilung der Kriteriumsvalidität des cMR-II wurden Tests zur Einschätzung von drei weiteren kognitiven Bereichen durchgeführt. Die Lösungsgenauigkeit im cMR-II korreliert nur gering mit der Leistung in einfachen Additions- und Subtraktionsaufgaben und mäßig mit der Leistung in Platzhalteraufgaben zur Einschätzung des Teil-Teil-Ganzes-Konzepts. Beide Effektstärken fallen in den erwarteten Bereich. Eine Metaanalyse (Xie et al., 2020) zeigte, dass Aufgaben des intrinsisch-dynamischen Bereiches, zu denen die mentale Rotation zählt, mit mathematischen Fertigkeiten mäßig korreliert. Die Autorinnen und Autoren fanden jedoch auch, dass Aufgaben der Domänen numerischer und arithmetischer Fertigkeiten (zu denen die in dieser Studie durchgeführten Aufgaben zählen) grundsätzlich geringer mit visuell-räumlichen Fertigkeiten korrelieren als Aufgaben der Domänen Geometrie und Logisch-Schlussfolgern. Eine deutlich höhere Korrelation wurde zur allgemeinen kognitiven Leistung im Teilbereich figurales Denken des CFT 1-R von r = .38 gefunden. Die Lösung der Untertests erfordern die Erfassung von Regeln, die Identifizierung und Wahrnehmung von Merkmalen sowie die Herausstellung von Beziehungsmustern. Der gefundene Zusammenhang liegt im erwarteten Effektstärkebereich. Der Kontinuitätswert des FAIR-II zur Erfassung der kontinuierlich erbrachten Aufmerksamkeitsleistung korreliert nur gering mit der Genauigkeit im cMR-II. Folglich können die von den Kindern gezeigten Fähigkeiten, mentale Rotationen von Objekten durchzuführen, von einfachen Daueraufmerksamkeitsleistungen abgegrenzt werden.
Limitationen und Ausblick
Die vorliegende Arbeit weist eine Reihe an Limitationen auf, die an dieser Stelle aufgeführt und diskutiert werden sollen. Die hier präsentierten Daten stellen die Entwicklung eines Tests zur Erfassung der mentalen Rotation bei Grundschulkindern dar. Diese Entwicklung erfolgte in mehreren Schritten, wurde bereits mit Expertinnen und Experten der Bildungswissenschaften diskutiert und erfuhr dadurch Anpassungen. Die aktuellen Daten sollten darlegen, dass es möglich ist, entsprechend den Kriterien der Literatur auch bei jungen Kindern chronometrisch und PC-basiert die mentale Rotation zu erfassen. Dadurch sind die vorgestellten Stichproben noch zu klein zur Berechnung von Altersnormwerten. Dies soll in einer zukünftigen größeren Erhebung durchgeführt sowie Kinder der 2. Klasse eingeschlossen werden, um differenzierte Aussagen zu Individualleistungen von Grundschulkindern treffen zu können. Hierbei könnte die Ermittlung eines Effizienzwertes hilfreich sein, welcher die Informationen aus der Genauigkeit sowie der Reaktionszeit des einzelnen Kindes verglichen mit den Leistungen der Referenzgruppe nutzt (siehe Endlich, Lenhard, Marx, & Richter, 2020). In diesem Zusammenhang erscheinen weiterhin ausführliche Analysen zum Rapid Guessing angezeigt und sinnvoll, um Kinder zu erkennen, die in einem Test nicht ihre maximale Anstrengung aufbringen (siehe Lindner, Lüdtke, & Nagy, 2019).
Die Einschätzung der Kriteriumsvalidität basiert ausschließlich auf einem kognitiven Leistungstest, einem Aufmerksamkeitstest und den mathematischen Tests zur Erfassung von basalen arithmetischen Fertigkeiten sowie des Teil-Teil-Ganze-Verständnisses. Zusätzlich führten zeitliche und räumliche Vorgaben der beteiligten Schulen und die geringe Teilnahmebereitschaft der Eltern zur Erhebung der kognitiven Leistungen zu einer deutlich reduzierten Stichprobe in diesem Teilbereich. Dennoch sind die hier gefundenen Ergebnisse vielversprechend und lassen eine erste Einschätzung der Kriteriumsvalidität zu. Die gefundenen Zusammenhänge zu den erhobenen kognitiven Leistungen bewegen sich im erwarteten Effektstärkebereich, sollten aber möglichst durch Untersuchungen weiterer relevanter kognitiver Teilbereiche in angemessener Stichprobengröße abgesichert werden. In einer folgenden Untersuchung sollte zudem die Leistung im cMR-II derer in einem anderen räumlichen Test gegenübergestellt werden.
Eine weitere Limitation stellt die Auswahl der Testitems dar. Insbesondere aufgrund der begrenzten Aufmerksamkeitsressourcen bei Kindern im anvisierten Altersbereich und zur Aufrechterhaltung der Motivation erschien eine höhere Anzahl an Items wenig kindgerecht und somit nicht akzeptabel. Daher basierte die Auswahl auf einer sorgfältigen Literaturrecherche sowie intensiven Diskussionen mit Expertinnen und Experten der Bildungswissenschaften. Inwiefern die Zahlen 1 und 6 oder 7 und 9 sich besser zur Erfassung mentaler Rotationsleistungen eignen, kann an dieser Stelle nicht eingeschätzt werden. Wir vermuten hier jedoch keine Differenzen, da 1 und 7 ähnlich sind und 6 und 9 sich mittels einer Rotation ineinander überführen lassen. Der Trennschärfeindex jedes Einzelitems in dieser Erhebung spricht für eine gute Vorhersage des Gesamtwertes.
Die Einführung des cMR-I sowie des cMR-II erfolgte in Kleingruppen bestehend aus drei Kindern. Die geschulte Testleiterin bzw. der geschulte Testleiter las die Instruktionen laut vor. Während dann stets ein Kind die Übungsitems absolvierte, schauten die beiden anderen Kinder zu. Dies diente der Verbesserung des Instruktionsverständnisses und ermöglichte Fragen der Kinder, jedoch sind Einschränkungen der Durchführungsobjektivität möglich. Aktuell werden verbale Instruktionen in das Testsetting integriert. Somit kann der cMR-II zukünftig von den Kindern mit Kopfhörern selbständig am Tablet durchgeführt werden. Die Übungsphase in der Kleingruppe entfällt. Dies erhöht die Durchführungsobjektivität und die mentalen Rotationsleistungen können als Gruppentest in einer Schulstunde untersucht werden.
Daneben zeigte die Analyse der ausgeschlossenen Kinder des cMR-I, dass überproportional viele Kinder der ersten Klasse nicht in die Datenauswertung eingeschlossen werden konnten. Dies kann als Hinweis darauf gewertet werden, dass insbesondere jüngere Kinder häufiger Schwierigkeiten mit der PC-basierten Durchführung des Tests hatten als ältere. In der angepassten finalen Version, dem cMR-II, konnten wir diese Ungleichverteilung nicht beobachten. Die Testleiterinnen und Testleiter wurden nach den Analysen des cMR-I noch einmal ausdrücklich darauf hingewiesen, dass insbesondere den jüngeren Kindern ausreichend Zeit eingeräumt wird, um sich mit der Technik vertraut zu machen und die Eingabemöglichkeiten des Touchpads auszuprobieren, bevor die eigentliche Untersuchung startet. Insgesamt verringerte sich die Anzahl der nicht auswertbaren Kinder im Nachgang deutlich.
Fazit
Das hier vorgestellte computerbasierte Testverfahren, der cMR-II, kann in ökonomischer Form bereits bei Kindern ab der ersten Klasse mentale Rotationsleistungen erfassen. Neben der computerisierten Erhebung der Lösungsgenauigkeit können die Reaktionszeiten gemessen werden. Die vorgenommenen testtheoretischen Analysen waren insgesamt zufriedenstellend. Objektivität, Reliabilität als auch Validität können als gegeben angesehen werden. Der cMR-II zeichnet sich insbesondere durch eine hohe Durchführungs- und Auswertungsökonomie aus. In weniger als 20 Minuten werden die mentalen Rotationsleistungen eines Kindes erhoben und es braucht lediglich fünf Minuten, die Rohwerte (Lösungsgenauigkeit und Reaktionszeit) pro Kind auszulesen und in gängige Tabellenformate zu übertragen.
Elektronische Supplemente (ESM)
Die elektronischen Supplemente sind mit der Online-Version dieses Artikels verfügbar unter https://doi.org/10.1026/0012-1924/a000309
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1Object-based spatial abilities umfassen räumliche Transformationen des Referenzobjektes selbst. Sie sind von Fertigkeiten abzugrenzen, die einen Perspektivwechsel verlangen.
2Abstrakt wurde definiert als weniger vertraut als die übrigen Objekte, welche dem Alltag der Kinder entnommen wurden. Ein Item galt als komplexer, je höher die Anzahl der zu rotierende Punkte ist.
