Frühförderung interdisziplinär, 41.-Jg., S.-170 - 183 (2022) DOI 10.2378/ fi2022.art21d © Ernst Reinhardt Verlag 170 Ist die Faktorenstruktur der KABC-II im Vorschulalter angemessen? Gerolf Renner Zusammenfassung: Zur faktoriellen Validität der KABC-II im Vorschulalter werden im Manual Daten vorgelegt, die das Luria-Modell und den Sprachfrei-Index nicht berücksichtigen sowie 5- und 6-Jährige trotz unterschiedlicher altersspezifischer Testkombinationen in einer Gruppe zusammenfassen. Daher wurde eine Reanalyse der Normierungsdaten für 3bis 6-Jährige vorgenommen. In konfirmatorischen Faktorenanalysen fällt die Modellpassung beim CHC- und Luria-Modell sowie beim Sprachfrei-Index uneinheitlich aus. Als problematisch erweist sich der Untertest Wiedererkennen von Gesichtern, der nur schwache Bezüge zur Allgemeinintelligenz und zu Simultan/ Gv aufweist. Lernen/ Glr und Simultan/ Gv zeigen eine geringe konvergente Validität der zugehörigen Untertests. Bei 3-Jährigen ist eine alternative Teststruktur mit drei CHC-Faktoren denkbar (Wissen/ Gc, Sequentiell/ Gsm, Simultan/ Gv). Schlüsselwörter: Intelligenzdiagnostik; KABC-II; faktorielle Validität; konfirmatorische Faktorenanalyse; Vorschulalter Is the factor structure of the German KABC-II in preschool age adequate? Summary: Available data on factorial validity of the KABC-II presented in the German manual do not take into account the Luria model and the Nonverbal Index. Analyses combine 5and 6-year-olds although these age groups are tested with different combinations of subtests. Thus, a reanalysis of the German standardization data was conducted. Confirmatory factor analyses for ages 3 to 6 showed inconsistent results. CHC and Luria models did show adequate fit in some, but not all age groups. Face Recognition was only weakly related to Simultaneous/ Gv and the g-factor. Learning/ Glr and Simultaneous/ Gv showed low convergent validity of the respective subtests. For 3-year-olds an alternative three factorial structure (Knowledge/ Gc, Sequential/ Gsm, Simultaneous/ Gv) can be justified. Keywords: Intelligence testing; KABC-II; factorial validity; preschool age; confirmatory factor analysis ORIGINALARBEIT 1 Einleitung D ie Kaufman Assessment Battery for Children - II (KABC-II; Melchers und Melchers 2015) ist ein weit verbreiteter Individualtest zur Erfassung kognitiver Leistungen bei Kindern und Jugendlichen im Alter von 3 bis 18 Jahren. Das Verfahren bezieht sich auf zwei unterschiedliche theoretische Perspektiven: Die Cattell-Horn-Carroll-Intelligenztheorie (CHC- Theorie; Schneider und McGrew 2018; deutschsprachige Darstellung bei Mickley und Renner 2019) und einen neuropsychologisch fundierten Interpretationsrahmen („Luria-Modell“), der sich auf den bedeutenden sowjetischen Neuropsychologen Alexander R. Luria beruft. Die CHC-Theorie beschreibt die Struktur kognitiver Leistungen im Sinne eines hierarchischen Intelligenzmodells, das Allgemeinintelligenz (g-Faktor, Schicht III) sowie „breite“ (Schicht II) und „schmale“ Fähigkeitsbereiche (Schicht I) unterscheidet (Schneider und McGrew 2018). Schicht II wird in der KABC-II durch fünf Skalenindices repräsentiert: Kristalline Fähigkeiten (Gc), Visuelle Verarbeitung (Gv), Kurzzeitgedächtnis 171 FI 4/ 2022 Ist die Faktorenstruktur der KABC-II im Vorschulalter angemessen? (Gsm), Langzeitspeicherung und -erinnerung (Glr) sowie - erst ab dem Alter von sieben Jahren - Fluide Intelligenz (Gf). Als Gesamtwert wird der Fluid-Kristallin-Index (FKI) gebildet, der einem Gesamt-Intelligenzquotienten entspricht. Im Luria-Modell sollen die Skalenindices Planungsfähigkeit, Lernfähigkeit, Sequentielle Verarbeitung und Simultane Verarbeitung vier funktionalen neuropsychologischen Systemen entsprechen. In dem als Intellektueller Verarbeitungsindex (IVI) bezeichneten Gesamtwert werden kristalline Fähigkeiten nicht berücksichtigt. Die Skalenindices sind in beiden Modellen identisch zusammengesetzt. Im weiteren Text werden die Kurzbezeichnungen Simultan/ Gv, Sequentiell/ Gsm, Wissen/ Gc, Lernen/ Glr und Planung/ Gf verwendet. Als alternativer Gesamtwert kann ein Sprachfrei-Index (SFI) bestimmt werden, der auf vier bis fünf Untertests basiert, die keine expressiven Sprachfähigkeiten voraussetzen. Die 18 Untertests werden je nach Alter der Testpersonen in unterschiedlichen Kombinationen vorgegeben. Tabelle 1 zeigt die im Folgenden relevante Zuordnung der standardmäßig zur Skalenbildung herangezogenen Kernuntertests bei 3bis 6-Jährigen. Validität ist das wichtigste Gütekriterium eines psychologischen Tests (Schmidt-Atzert und Amelang 2012). Die Überprüfung der faktoriellen Validität dient dem Nachweis, dass die theoretisch angenommene Teststruktur empirisch gerechtfertigt ist. Sie hat eine besondere Bedeutung bei Verfahren mit einer differenzierten Teststruktur, die als Basis für die Interpretation von Stärken und Schwächen im individuellen Leistungsprofil dienen soll. Jeder Untertest sollte dabei besonders hoch auf dem zugeordneten Skalenindex und geringer auf den weiteren Skalenindices laden. Die angemessene Form der Überprüfung einer theoretisch formulierten Teststruktur sind konfirmatorische Faktorenanalysen, mit denen die Übereinstimmung zwischen den theoretisch erwarteten und den empirisch gefundenen Kovarianzen der Untertests beurteilt werden kann. Entsprechende Daten sind für die klinische Interpretation von Testbefunden aus mehreren Gründen relevant: Sie geben Auskunft, ob ein Untertestergebnis vorrangig durch das in der Skalenbezeichnung nahegelegte Konstrukt oder von anderen Fähigkeiten (mit-)bestimmt wird. Testwertdiskrepanzen innerhalb eines Skalenindex sind nicht weiter verwunderlich, wenn die zugehörigen Untertests mit dem jeweiligen Index nur eine schwache Beziehung aufweisen. Auch Abweichungen einzelner Testwerte vom Gesamtergebnis können durch einen schwachen Zusammenhang zwischen Konstrukt und Untertest erklärbar sein. Laden Untertests gleichzeitig auf unterschiedlichen Intelligenzfaktoren, lassen quantitative Befunde keinen sicheren Rückschluss auf die zugrunde liegenden Fähigkeiten zu. Werden solche Doppel- oder Mehrfachladun- Skalenindex Untertest Alter Sequentiell/ Gsm n Zahlen nachsprechen n Wortreihe 4 - 6 4 - 6 Simultan/ Gv n Konzeptbildung n Muster ergänzen n Rover n Dreiecke n Wiedererkennen von Gesichtern 4 - 6 5 - 6 6 4 - 6 4 Lernen/ Glr n Atlantis n Symbole 4 - 6 4 - 6 Kristalline Fähigkeiten/ Gc (nur im CHC-Modell) n Wortschatz n Rätsel 4 - 6 4 - 6 Sprachfrei-Index n Handbewegungen n Konzeptbildung n Wiedererkennen von Gesichtern n Dreiecke n Muster ergänzen n Geschichten ergänzen 3 - 6 3 - 6 3 - 5 3 - 6 5 - 6 6 Tab. 1: Skalenzuordnung der KABC-II bei 3bis 6-Jährigen 172 FI 4/ 2022 Gerolf Renner gen in der klinischen Interpretation nicht berücksichtigt, kann dies zu einem falschen Bild vom Fähigkeitsprofil des untersuchten Kindes führen. Im Manual der deutschsprachigen KABC-II werden konfirmatorische Faktorenanalysen der Kernuntertests und aller Untertests (ohne Abruf nach Intervall) für vier Altersgruppen (4 Jahre, 5 bis 6 Jahre, 7 bis 12 Jahre, 13 bis 18 Jahre) berichtet. Es handelt sich um Modelle mit den Skalenindices als Faktoren erster Ordnung und der Allgemeinintelligenz als Faktor zweiter Ordnung. Allerdings weisen die Angaben im Manual Lücken auf. Zur einfaktoriellen Teststruktur bei den 3-Jährigen finden sich keine Daten. Die 5- und 6-Jährigen wurden in einer Analyse zusammengefasst, obwohl der Subtest Rover nur bei 6-Jährigen durchgeführt wird. In allen Altersgruppen wurden das Luria-Modell und der Sprachfrei-Index nicht überprüft. Zur faktoriellen Validität der amerikanischen KABC-II bei Kindern im Vorschulalter liegen einige konfirmatorische Faktorenanalysen vor. Morgan et al. (2009) überprüften an einer Stichprobe von 200 Kindern im Alter von vier und fünf Jahren die CHC-Teststruktur. Das entsprechende Modell ergab eine akzeptable Passung, während sich ein einfaktorielles Modell als nicht angemessen erwies. Potvin et al. (2015) nahmen eine Reanalyse der Daten der amerikanischen Normierung vor. Bei Einbezug aller Untertests (ohne Abruf nach Intervall) ergab das CHC-Modell bei 4- und 5-Jährigen eine gute Passung. Verschiedene Variationen des Modells, die Doppelladungen einiger Subtests (Konzeptbildung, Gestaltschließen, Wiedererkennen von Gesichtern, Handbewegungen) erlaubten, führten zu keinen signifikanten Verbesserungen der Passung. Es deutete sich allerdings an, dass schon in dieser Altersgruppe Visuelle Verarbeitung und Fluide Intelligenz als distinkte Faktoren gebildet werden könnten. In einer weiteren Reanalyse von Normierungsdaten fanden Benson et al. (2016) bei 6-Jährigen eine gute Passung für ein 4-faktorielles Modell, bei dem Planung/ Gf und Simultan/ Gv zusammengefasst wurden. Allerdings wurde in keiner dieser Studien ein Modell überprüft, das exakt der Standardauswertung der KABC-II entspricht, da entweder Ergänzungsuntertests aufgenommen oder Altersjahrgänge zusammengefasst wurden, für die unterschiedliche Testzusammenstellungen vorgesehen sind. Ziel der vorliegenden Arbeit ist es, die Datenbasis zur Faktorenstruktur der KABC-II bei 3bis 6-Jährigen durch Reanalysen der im Manual angegebenen Skaleninterkorrelationen der Kernuntertests mittels konfirmatorischer Faktorenanalysen zu erweitern. Im Einzelnen werden folgende Fragen betrachtet: n Lassen sich die in der Standardauswertung der KABC-II vorgesehenen Skalenbildungen bestätigen? Wie erwähnt, lassen die im Manual dargestellten Daten einige Fragen offen. Es sollen daher Analysen des Luria- Modells und des Sprachfrei-Index ergänzt werden. Bei allen Modellen sollen die Überprüfungen getrennt für die unterschiedlichen Testzusammenstellungen bei 5- und 6-Jährigen erfolgen. Dabei soll auch der Frage nachgegangen werden, ob die Aufnahme von Rover in Simultan/ Gv bei den 6-Jährigen gerechtfertigt ist. Nach den Angaben des Manuals und auch in der CHC-Klassifikation von Flanagan et al. (2013) ist Rover der einzige Untertest dieses Index, der nicht dem Schicht-I-Faktor Visualisierung zugeordnet werden kann. Die Daten des CHC-Modells für 4-Jährige sind im Manual nachvollziehbar dargestellt. Sie können als Vergleichsbasis zur Beurteilung der Frage dienen, ob die hier gewählte Methodik zu identischen Ergebnissen wie das Vorgehen der Testautoren führt. Um die Vergleichbarkeit der Analysemethoden weiter abzusichern, wurde auch eine Reanalyse der kombinierten Stichprobe von 5- und 6-Jährigen vorgenommen. n Lässt sich die Teststruktur der KABC-II bei den 4bis 6-Jährigen durch ein einfaktorielles Modell unter Annahme eines g-Faktors sparsamer beschreiben? Bis heute ist die Frage, welche Kennwerte bei der Testinter- 173 FI 4/ 2022 Ist die Faktorenstruktur der KABC-II im Vorschulalter angemessen? pretation wegweisend sein sollten, umstritten. Auf der einen Seite stehen differenzierte Strategien zur Auswertung individueller Testprofile wie Kaufmans (1979) „intelligent testing“. Auf der anderen Seite bezweifeln z. B. Watkins et al. (2005), dass die Berücksichtigung von Skalenindices und Untertests bei der Testinterpretation gegenüber der alleinigen Betrachtung des Gesamt-IQ einen Zusatznutzen bringt (s. a. McGill 2015, zur relativen Bedeutung von Gesamtwerten und Skalenindices der KABC-II bei der Vorhersage von Schulleistungen). Allein durch Faktorenanalysen lässt sich diese Kontroverse nicht klären. Überprüfbar ist jedoch, ob ein g-Faktor-Modell die Teststruktur der KABC-II ebenso angemessen beschreiben kann, wie die ab dem Alter von vier Jahren postulierten hierarchischen Modelle. n Ist bei 3-Jährigen eine alternative Teststruktur angemessen, die eine am CHCund/ oder Luria-Modell orientierte Testinterpretation erlaubt? Die Entscheidung, bei den 3-Jährigen ausschließlich Gesamtwerte zu bilden, wird im Manual der KABC-II nicht näher begründet. Zum amerikanischen Original berichten Kaufman und Kaufman (2004) kurz, dass nur eine Unterscheidung zwischen Sequentiell/ Gsm und den übrigen Untertests möglich gewesen sei. Warum Sequentiell/ Gsm nicht beibehalten wurde, wird nicht erklärt. In der Vorläuferversion, der Kaufman-Assessment Battery for Children (Melchers und Preuß 1991), war bereits im vierten Lebensjahr eine Auswertung für drei Faktoren vorgesehen (Einzelheitliches Denken, Ganzheitliches Denken, Fertigkeiten). Auch in der Wechsler Primary and Preschool Scale of Intelligence - IV (WPPSI-IV; Wechsler 2018) können bei 3-Jährigen drei Indexwerte (Sprachverständnis, Visuell-Räumliche Verarbeitung, Arbeitsgedächtnis) bestimmt werden, die inhaltlich den CHC-Faktoren Kurzzeitgedächtnis, Visuelle Verarbeitung und Kristalline Fähigkeiten entsprechen. Es liegt daher nahe, die Option einer differenzierteren Teststruktur zu überprüfen. 2 Methoden 2.1 Stichprobe & Erhebungsinstrument Die analysierten Daten stammen aus der deutschen Normierung der KABC-II (Tabellen 8.8 und C im Manual). Bei den 3-Jährigen betrug die Stichprobengröße 103, bei den 4-Jährigen 102, bei den 5-Jährigen 107 und bei den 6-Jährigen 102 (Melchers und Melchers 2015). Berücksichtigt wurden die Kernuntertests der KABC-II für die jeweilige Altersgruppe. Bei den 3-Jährigen wurde in eine Analyse zusätzlich Zahlen nachsprechen aufgenommen, um den Faktor Sequentiell/ Gsm bilden zu können. 2.3 Statistische Auswertung Es wurden konfirmatorische Faktorenanalysen nach der Maximum-Likelihood-Methode mit dem Softwarepaket AMOS 25 (Arbuckle 2017) durchgeführt. Zur Beurteilung der Modellanpassung wurden neben dem χ 2 -Wert der Comparative-Fit-Index (CFI) und der Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) herangezogen. Signifikante χ 2 -Wert zeigen eine mangelnde Modellpassung an. Nach gängigen Kriterien werden CFI-Werte von .95 oder höher und RMSEA-Werte von .06 oder niedriger als Indikatoren einer guten Passung angesehen (vgl. Hu und Bentler 1999, Schermelleh-Engel et al. 2003). Es wurden überprüft: n Hierarchische Modelle des CHCbzw. des Luria-Modells bei 4bis 6-Jährigen, mit den Skalenindices als Faktoren erster Ordnung und Allgemeinintelligenz als Faktor zweiter Ordnung. Ergänzend wurde bei den 6-Jährigen ein Modell ohne den Subtest Rover überprüft. n Einfaktorielle Modelle, bei denen die Kernuntertests des CHCbzw. des Luria-Modells sowie des Sprachfrei-Index auf einem Faktor (Allgemeinintelligenz) laden. 174 FI 4/ 2022 Gerolf Renner n Bei den 3-Jährigen wurde zusätzlich ein 3-faktorielles Modell geprüft, das in der Standardauswertung nicht vorgesehen ist. Drei Untertests (Konzeptbildung, Wiedererkennen von Gesichtern, Dreiecke) wurden dabei analog zu den Skalenzuordnungen für die höheren Altersgruppen zum Faktor Simultan/ Gv zusammengefasst, aus Wortschatz und Rätsel wurde Wissen/ Gc gebildet, Sequentiell/ Gsm wurde durch Wortreihe und den Ergänzungsuntertest Zahlen nachsprechen repräsentiert. Um Lernen/ Glr und Planung/ Gf abzubilden, stehen in dieser Altersgruppe nicht genügend bzw. keine Untertests zur Verfügung. Um die Passung unterschiedlicher Modelle zu vergleichen, wurden χ 2 -Differenztests durchgeführt. Ein weiterer Aspekt der Modellbeurteilung ist die Frage, wie gut ein Konstrukt durch die ihm zugeordneten Untertests gemessen wird. Wünschenswert ist ein enger Zusammenhang zwischen Indikator und Konstrukt. Ein Maß für diesen Zusammenhang ist die Durchschnittlich Extrahierte Varianz (DEV), die aus dem Durchschnitt der quadrierten Faktorladungen jedes latenten Faktors berechnet wird. DEV sollte einen Wert von mindestens 0.5 annehmen (Hair et al. 2014). 3 Ergebnisse 3.1 Lassen sich die in der Standardauswertung der KABC-II vorgesehenen Skalenbildungen bestätigen? CHC-Modell: Bei den 3-Jährigen zeigt die einfaktorielle CHC-Struktur signifikante Modellabweichungen, auch RMSEA und CFI erfüllen die Kriterien für eine gute Passung nicht (Tab. 2). Die Analyse der 4-Jährigen kann für das CHC- Modell die Werte aus dem Manual (Melchers und Melchers 2015, 209) bis auf minimale Abweichungen replizieren und bestätigt eine gute Passung. Auch bei den 5-Jährigen ergibt sich ein guter Fit (Tab. 2, Abb. 1). Bei den 6-Jährigen fällt χ 2 df p Δχ 2 Δdf p RMSEA [90 %-KI] CFI 3-Jährige g-Faktor (Standardmodell) Hierarchisches Modell mit Gv, Gc & Gsm 25.588 10.778 14 11 .029 .462 14.810 3 .002 .089 [.028, .143] .000 [.000, .101] .937 1.000 4-Jährige g-Faktor Hierarchisches Standardmodell 52.739 28.721 27 23 .002 .190 24.018 4 < .001 .097 [.057, .136] .050 [.000, .101] .858 .968 5-Jährige g-Faktor Hierarchisches Standardmodell 75.132 31.445 27 23 .000 .112 43.687 4 < .001 .130 [.095, .165] .059 [.000, .106] .795 .964 6-Jährige g-Faktor Hierarchisches Standardmodell Hierarchisches Standardmodell ohne Rover 71.325 54.110 25.319 35 31 23 .000 .006 .334 17.125 28.791 4 8 .006 < .001 .101 [.067, .135] .086 [.046, .123] .032 [.000, .090] .852 .906 .988 Tab. 2: Ergebnisse der konfirmatorischen Faktorenanalysen des CHC-Modells Anmerkungen: df = Freiheitsgrade, Δχ 2 = Differenz des χ2-Wertes zum vorhergehenden Modell, Δdf = Differenz der Freiheitsgrade zum vorhergehenden Modell, RSMSEA = Root Mean Square Error of Approximation, KI = Konfidenzintervall, CFI = Comparative Fit Index 175 FI 4/ 2022 Ist die Faktorenstruktur der KABC-II im Vorschulalter angemessen? der χ 2 -Test signifikant aus, RMSEA und CFI erreichen nicht die definierten Grenzwerte (Tab. 2, Abb. 2). Das modifizierte Modell ohne Rover zeigt dagegen einen sehr guten Fit (Tab. 2). Die zugehörigen DEV-Werte sind in Tabelle 3 zu finden und liegen mit Ausnahme von Wissen/ Gc in allen Altersgruppen und Sequentiell/ Gsm bei den 5-Jährigen unterhalb des Wertes .50. Faktor 3-Jährige 4-Jährige 5-Jährige 6-Jährige Wissen/ Gc Simultan/ Gv Lernen/ Glr Sequentiell/ Gsm .68 .40 - .48 .66 .23 .44 .44 .68 .44 .24 .54 .63 .34 (.41 a ) .31 .47 Tab. 3: Durchschnittliche Extrahierte Varianz (DEV ) der CHC-Faktoren Anmerkung: a Modifiziertes Modell ohne Rover Abb. 1: CHC-Modell mit standardisierten Ladungskoeffizienten bei 5-Jährigen. g = Allgemeinintelligenz, Gc = Wissen/ kristalline Fähigkeiten, Gv = Simultan/ Visuelle Verarbeitung, Gsm = Sequentiell/ Kurzzeitgedächtnis, Glr = Lernen/ Langzeitspeicherung. Zahlen nachsprechen Rätsel Wortschatz Konzeptbildung Dreiecke Muster ergänzen Atlantis Symbole Wortreihe .81 .84 .71 .63 .64 .44 .53 .71 .76 .78 .82 .78 .73 g Gc Gv Glr Gsm 176 FI 4/ 2022 Gerolf Renner Eine erste Reanalyse der kombinierten Stichprobe von 5- und 6-Jährigen, mit der die Vergleichbarkeit der Analysemethoden weiter abgesichert werden sollte, liefert ein überraschendes Ergebnis. Alle Ladungen können bis auf einzige geringfügige Abweichung (Differenz von .01 bei Muster ergänzen) repliziert werden, jedoch ergeben sich durchgehend ungünstigere Werte bei der Passung (χ 2 = 86.4, p < .001; CFI = .898; RMSEA = .093), nach denen das Modell nicht als bestätigt gelten kann. Erst eine weitere Analyse, die nicht die tatsächlichen Stichprobengrößen der einzelnen Korrelationen, wie sie in Tabelle 8.8 des Manuals zu finden sind, sondern das in Abbildung 8.2 angegebene N von 102 zugrunde legt, kann dann eine gute Annäherung an die Werte des Manuals erzielen (Differenz beim CFI .002 und beim RMSEA .001). Abb. 2: CHC-Modell mit standardisierten Ladungskoeffizienten bei 6-Jährigen. g = Allgemeinintelligenz, Gc = Wissen/ kristalline Fähigkeiten, Gv = Simultan/ Visuelle Verarbeitung, Gsm = Sequentiell/ Kurzzeitgedächtnis, Glr = Lernen/ Langzeitspeicherung. Rätsel Wortschatz Rover Konzeptbildung Dreiecke Muster ergänzen Atlantis Symbole Zahlen nachsprechen Wortreihe .83 .76 .62 .55 .56 .59 .61 .49 .67 .70 .85 .90 .77 .80 Gc Gv Glr Gsm g 177 FI 4/ 2022 Ist die Faktorenstruktur der KABC-II im Vorschulalter angemessen? Tab. 4: Ergebnisse der konfirmatorischen Faktorenanalysen des Luria-Modells Anmerkungen: df = Freiheitsgrade, Δχ 2 = Differenz des χ2-Wertes zum vorhergehenden Modell, Δdf = Differenz der Freiheitsgrade zum vorhergehenden Modell, RSMSEA = Root Mean Square Error of Approximation, KI = Konfidenzintervall, CFI = Comparative Fit Index χ 2 df p Δχ 2 Δdf p RMSEA [90 %-KI] CFI 3-Jährige g-Faktor (Standardmodell) Hierarchisches Modell mit Gv, Gc & Gsm 5.580 5 .349 .033 [.000, .144] .992 4-Jährige g-Faktor Hierarchisches Standardmodell 30.330 14 .007 .107 [.054, .160] .790 5-Jährige g-Faktor Hierarchisches Standardmodell 29.781 11.834 14 11 .008 0.376 17.947 3 < .001 .103 [.051, .155] .027 [.000, .107] .876 .993 6-Jährige g-Faktor Hierarchisches Standardmodell Hierarchisches Standardmodell ohne Rover 36.680 25.178 14.204 20 17 11 .013 .091 .222 11.502 10.974 3 6 .009 .089 .091 [.041, .137] .069 [.000, .122] .054 [.000, .124] .877 .940 .971 Unzulässige Lösung (negative Fehlervarianz bei Sequentiell/ Gsm) Unzulässige Lösung (negative Fehlervarianz bei Simultan/ Gv) χ 2 df p RMSEA [90 %-KI] CFI 4-Jährige 5-Jährige 6-Jährige 1.184 14.579 6.512 2 5 5 .553 .012 .260 .000 [.000, .169] .134 [.057, .217] .055 [.000, .157] 1.000 .913 .982 Tab. 5: Ergebnisse der konfirmatorischen Faktorenanalysen des Sprachfrei-Index Anmerkung: df = Freiheitsgrade, RSMSEA = Root Mean Square Error of Approximation, KI = Konfidenzintervall, CFI = Comparative Fit Index. Luria-Modell: Die einfaktorielle Struktur kann bei den 3-Jährigen gut bestätigt werden (Tab. 4), der χ 2 -Test ist nicht signifikant, die Grenzwerte für RMSEA und CFI werden erreicht. Bei den 4-Jährigen ergibt sich eine unzulässige Lösung; ein sogenannter Heywood-Case (s. Chen et al. 2001) mit einer theoretisch nicht möglichen negativen Fehlervarianz bei Simultan/ Gv. Bei den 5-Jährigen ist eine gute Modellanpassung gegeben. Das Modell der 6-Jährigen muss angesichts eines nicht signifikanten χ 2 -Test zwar nicht zurückgewiesen werden, RMSEA und CFI sprechen jedoch für eine weniger gute Passung. Das modifizierte Modell ohne Rover erfüllt die definierten Kriterien für den Fit, der χ 2 -Differenztest für den Vergleich mit dem Standardmodell verfehlt jedoch Signifikanz. Sprachfrei-Index: Bei den 4- und bei den 6-Jährigen zeigen alle Kennwerte eine gute Passung (Tab. 5). Bei den 5-Jährigen findet sich eine nicht signifikante Ladung von Wiedererkennen von Gesichtern auf dem Intelligenzfaktor (λ = .09; p = .413). Nur wenn dieser Untertest entfernt wird, ergibt sich eine ausgezeichnete Passung (χ 2 = 0.49, p = .783, RMSEA = .000, CFI = 1.000). Bei den 3-Jährigen konnte keine Modellprüfung vorgenommen werden, da im Manual keine Korrelationen von Handbewegungen mit weiteren Untertests angegeben werden. 3.2 Lässt sich die Teststruktur der KABC-II bei 4bis 6-Jährigen durch ein einfaktorielles Modell unter Annahme einesg-Faktorssparsamerbeschreiben? Bei einfaktoriellen Modellen der Kernuntertests des CHC- und des Luria-Modells er- 178 FI 4/ 2022 Gerolf Renner geben alle Analysen signifikante χ 2 -Werte. RMSEA (≥ .09) und CFI (≤ .877) erfüllen nicht die geforderten Kriterien. Im Vergleich mit den Standardmodellen ergibt sich durchgehend ein signifikant schlechterer Fit (Tab. 2 und 4). Tabelle 6 zeigt ergänzend die Ladungen der Untertests auf dem g-Faktor. In allen Altersjahrgängen finden sich die höchsten Werte (λ ≥ .71) für die Untertests von Wissen/ Gc und die niedrigsten Werte bei Atlantis (λ ≤ .46), Symbole (λ ≤ .40) und Wiedererkennen von Gesichtern (λ ≤ .40). Untertest 3-Jährige 4-Jährige 5-Jährige 6-Jährige Rätsel Wortschatz Rover Konzeptbildung Wiedererkennen von Gesichtern Dreiecke Muster ergänzen Atlantis Symbole Zahlen nachsprechen Wortreihe .81 .78 - .53 .40 .61 - .28 -- - .65 .77 .80 - .54 .28 .38 - .40 .38 .48 .52 .71 .73 - .61 - .54 .51 .33 .40 .54 .57 .76 .71 .64 .46 - .52 .47 .46 .37 .55 .56 Tab. 6: Ladungen der Kernuntertests auf dem g-Faktor Abb. 3: Alternatives 3-faktorielles CHC-Modell mit standardisierten Ladungskoeffizienten bei 3-Jährigen. g = Allgemeinintelligenz, Gc = Wissen/ kristalline Fähigkeiten, Gv = Simultan/ Visuelle Verarbeitung, Gsm = Sequentiell/ Kurzzeitgedächtnis. Rätsel Wortschatz Konzeptbildung Dreiecke Wiedererkennen von Gesichtern Zahlen nachsprechen Wortreihe .86 .79 .60 .77 .49 .63 .75 .90 .78 .93 Gc Gv Gsm g 179 FI 4/ 2022 Ist die Faktorenstruktur der KABC-II im Vorschulalter angemessen? 3.3 Ist bei 3-jährigen eine alternative Teststruktur angemessen, die eine am CHCund/ oder Luria-Modell orientierte Testinterpretation erlaubt? Das unter Einbeziehung von Zahlen nachsprechen gebildete 3-faktorielle CHC-Modell zeigt eine sehr gute globale Modellanpassung (Tab. 2, Abb. 3). Die DEV liegt nur bei Wissen/ Gc über .50. Mit Werten zwischen .72 (Gv-Gc) und .84 (Gsm-Gc) fallen die implizierten Korrelationen der drei Faktoren sehr hoch aus. Für ein 2-faktorielles Luria-Modell fand sich keine zulässige Lösung. Es lag ein weiterer Heywood-Case vor, mit negativer Fehlervarianz bei Sequentiell/ Gsm. 4 Diskussion Die KABC-II reklamiert eine klare theoretische Fundierung der Teststruktur, u. a. durch Anbindung an die CHC-Intelligenztheorie, die in den letzten Jahrzehnten zunehmend die Entwicklung intelligenzdiagnostischer Verfahren beeinflusst hat. Eine präzise Beschreibung und empirische Validierung der erfassten Konstrukte erleichtern Anwender*innen die Interpretation der Testwerte. Individuelle Stärken und Schwächen können nur adäquat beschrieben werden, wenn die Regeln zur Auswertung und Aufbereitung der Testergebnisse mit den theoretischen Vorstellungen über die Teststruktur übereinstimmen. Der häufige Wechsel der Testzusammenstellung der KABC-II im Vorschulalter verlangt nach einer altersspezifischen Überprüfung der Faktorenstruktur. Die ersten Daten im Manual berücksichtigen jedoch nicht alle Auswertungsmodelle und Altersgruppen und legten daher Reanalysen nahe. Die konfirmatorischen Faktorenanalysen zeichnen ein uneinheitliches Bild von der faktoriellen Validität der KABC-II und verweisen auf einige Problemstellen, die in den im Testmanual berichteten Daten nicht deutlich werden. Die hierarchischen CHC-Modelle zeigen einen guten Modell-Fit bei den 4- und 5-Jährigen, nicht jedoch bei den 6-Jährigen. Die im Manual behauptete „extrem gute Übereinstimmung der Daten mit dem zugrunde liegenden Modell“ (Melchers und Melchers 2015, 207) muss für die 6-Jährigen zurückgewiesen werden. In dieser Altersgruppe ist allerdings mit dem Verzicht auf die Aufnahme von Rover in Simultan/ Gv eine sehr gute Passung zu erzielen. Auch im Luria-Modell fand sich eine sehr gute Passung bei den 4- und 5-Jährigen. Aufgrund des nicht-signifikanten χ 2 -Werts muss seine Gültigkeit auch bei den 6-Jährigen nicht zurückgewiesen werden, obwohl RMSEA und CFI die festgelegten Grenzwerte überschreiten. Insgesamt sprechen die Ergebnisse also mit Ausnahme des CHC-Modells bei den 6-Jährigen dafür, dass die Struktur der KABC-II die Daten adäquat repräsentiert. Die Ergebnisse zum SFI zeigen teilweise eine sehr gute Passung (4-Jährige, 6-Jährige). Für die ungünstigen Befunde bei den 5-Jährigen ist vor allem Wiedererkennen von Gesichtern verantwortlich. Testanwender*innen könnten daher in dieser Altersgruppe bewusst auf die Berücksichtigung des Untertests bei der Ermittlung des SFI verzichten, was im Rahmen der im Manual vorgegebenen Regeln zu Schätzungen von Gesamtwerten bei unvollständiger Testdurchführung zulässig ist. Einfaktorielle Lösungen zeigen im Vergleich zum CHC- und zum Luria-Modell in allen Altersgruppen eine deutlich schlechtere Modellpassung. Das gilt auch für die 3-Jährigen, bei denen die einfaktorielle Struktur das Standardmodell darstellt. Wird der Kernuntertest Atlantis bei den 3-Jährigen durch Zahlen nachsprechen ersetzt, ergibt sich eine gute Passung für ein Modell mit den Faktoren Simultan/ Gc, Sequentiell/ Gsm und Wissen/ Gc. Inhaltlich entspricht diese Struktur weitgehend dem Modell, das der Vorläuferversion K-ABC zugrunde lag (Simultane Verarbeitung, Sequentielle Verarbeitung, Fertigkeiten). Es erscheint daher überlegenswert, auch für die KABC-II eine differenziertere Auswertung zu er- 180 FI 4/ 2022 Gerolf Renner möglichen. Dies konvergiert mit Befunden zu weiteren deutschsprachigen Intelligenztests für das Vorschulalter (Hülür et al. 2011, Walter et al. 2021) und spricht dafür, dass sich zumindest einige Intelligenzfaktoren auf Schicht II des CHC- Modells bereits im vierten Lebensjahr abbilden lassen. Die Annahme einer erst im Entwicklungsverlauf zunehmenden Differenzierung kognitiver Fähigkeiten, die auf Garrett (1946) zurückgeht, hat sich bisher nicht eindeutig bestätigen lassen (Sternberg 2020, vgl. auch Tusing und Ford 2004). Die vorliegenden Daten scheinen gegen die Altersdifferenzierungshypothese zu sprechen, können allerdings nicht wesentlich zur deren Bewertung beitragen. Zum einen handelt es sich um eine für faktorenanalytische Untersuchungen eher kleine Stichprobe, zum anderen laden alle Faktoren auf Schicht II sehr hoch auf dem g-Faktor und sind hoch miteinander korreliert (vgl. die Befunde von Walter et al. 2021). Nach den im Manual (Melchers und Melchers 2015) berichteten Daten gilt dies allerdings überwiegend auch für die 7bis 18-Jährigen. Die Skalen weisen somit in allen Altersgruppen einen erheblichen gemeinsamen Varianzanteil auf. Über die Frage der globalen Modellpassung hinaus zeigen die Ergebnisse, dass der Zusammenhang zwischen den Untertests und den latenten Variablen der hierarchischen CHC- Modelle nur bei Wissen/ Gc den Grenzwert von .50 für die DEV in allen Altersgruppen überschreitet. Rätsel und Wortschatz zeigen Ladungen auf Wissen/ Gc von .76 oder höher. Die Ladungen für Simultan/ Gv und Lernen/ Glr (.23 bis .44) verweisen darauf, dass diese Faktoren nur sehr begrenzt durch die zugeordneten Untertests repräsentiert werden und heterogener zusammengesetzt sind, als bei einem einheitlichen Konstrukt zu erwarten wäre (mangelnde konvergente Validität der Untertests). Bei den Ladungen auf dem g-Faktor zeigen Wortschatz und Rätsel die höchsten Werte. Sehr niedrige g-Ladungen weisen Wiedererkennen von Gesichtern, Atlantis und Symbole auf. Maximal 21 % der Varianz dieser Untertests werden durch den g-Faktor erklärt, sie sind somit schwache Indikatoren der Allgemeinintelligenz. Für die klinische Interpretation ist daher anzuraten, dass Werten in diesen Untertests keine große Bedeutung beigemessen wird, wenn sie von anderen Untertests abweichen. Der schwache Zusammenhang der Allgemeinintelligenz mit Atlantis und Symbole könnte möglicherweise auch eine Erklärung für einen Befund von Irblich et al. (2020) sein, die bei einer klinischen Stichprobe im Vorschulalter relativ höhere Ausprägungen speziell dieser Untertests bei Kindern mit Intelligenzminderungen fanden. Es sei angemerkt, dass Lernen/ Glr CHC-theoretisch nur das assoziative Gedächtnis erfasst und somit im Hinblick auf die Erfassung des Langzeitgedächtnisses eine eingeschränkte Konstruktrepräsentanz hat. Die Bezeichnung „Lernen“ ist daher irreführend, Testwerte dürfen - auch unabhängig von den vorliegenden Befunden - nicht als Indikator für eine allgemeine Lernfähigkeit (z. B. bezogen auf schulrelevante Inhalte) interpretiert werden. Teilweise ergaben sich unzulässige Lösungen mit negativen Fehlervarianzen. Dies betraf nur in einem Fall ein Standardmodell der KABC-II. Diese sogenannten Heywood-Fälle treten generell häufiger bei Modellen mit nur zwei Indikatoren je Faktor und bei kleinen Stichproben auf (Chen et al. 2001). Sie sind bei konfirmatorischen Analysen der KABC-II keineswegs selten, Beispiele finden sich u. a. im amerikanischen Manual (Kaufman und Kaufman 2004) und bei McGill (2020). Wie lassen sich diese Befunde in die bereits vorliegende empirische Forschung einordnen? Vergleiche sind aufgrund der unterschiedlichen Vorgehensweisen leider nur begrenzt möglich und beschränken sich auf das CHC-Modell, da Überprüfungen des Luria-Modells und des SFI in anderen Publikationen nicht vorgelegt wurden. Benson et al. (2016) stellen die Analyse der 6-Jährigen nur summarisch dar, altersspezifische Faktorladungen werden nicht mitgeteilt. Der Standard-Teststruktur (Tab. 1) kommt das von Morgan et al. (2009) überprüfte Modell am 181 FI 4/ 2022 Ist die Faktorenstruktur der KABC-II im Vorschulalter angemessen? nächsten. Der einzige Unterschied ist die Zusammenfassung von 4- und 5-Jährigen in einer Stichprobe, in der beide Altersjahrgänge Wiedererkennen von Gesichtern und Muster ergänzen bearbeiteten. Die Untertests von Wissen/ Gc und Sequentiell/ Gsm zeigten tendenziell höhere Ladungen auf ihren latenten Variablen als die anderen Skalenindices, was bezüglich Wissen/ Gc mit den Ergebnissen der hier vorgelegten Reanalysen konvergiert. Wiedererkennen von Gesichtern erwies sich ebenfalls als Untertest, der mit Simultan/ Gv und der Allgemeinintelligenz nur schwach zusammenhängt. Potvin et al. (2015) nahmen in ihr Modell auch die Ergänzungsuntertests auf. Bis auf Lernen/ Glr sind daher alle Faktoren nicht mit dem Standardmodell der KABC-II identisch. Die höchsten Ladungen auf dem zugehörigen Faktor zeigen die Untertests von Wissen/ Gc, wiederum zeichnet sich Wiedererkennen von Gesichtern durch eine inakzeptabel niedrige Faktorladung aus. In allen publizierten Analysen zeigen sich hohe Ladungen der Faktoren erster Ordnung auf dem g-Faktor, und es herrscht auch klare Übereinstimmung hinsichtlich eines besseren Fit der hierarchischen Modelle im Vergleich zu einfaktoriellen Lösungen. Die vorliegenden Ergebnisse beruhen auf Reanalysen der im Manual berichteten Korrelationsmatrizen. Abweichungen gegenüber Analysen von Originaldaten könnten sich daher durch Rundungsfehler, den Einsatz unterschiedlicher Statistikprogramme und möglicherweise auch Unterschieden in Details der Modellspezifikation, die im Manual nicht dargestellt wurden, ergeben haben. Allerdings zeigen die Daten, bei denen eine Replikation der im Manual berichteten Analysen möglich war, nur minimale Abweichungen. So liegen Differenzen bei den Ladungen der Untertests maximal bei .01, wofür vermutlich Rundungsfehler verantwortlich sind. Verzerrungen durch das hier gewählte Vorgehen erscheinen daher wenig wahrscheinlich. Die wechselnde Teststruktur der KABC-II im Vorschulalter erlaubt keine Zusammenfassung von mehreren Altersjahrgängen. Die Stichproben sind daher mit jeweils knapp über 100 Kindern für konfirmatorische Faktorenanalysen recht klein (Wolf et al. 2013). Das führt zu ungenaueren Schätzungen aller Modellparameter, sodass die Darstellungen im Manual und auch die vorliegenden Ergebnisse mit einer gewissen Unsicherheit behaftet sind. Unabhängige Replikationen zur weiteren Klärung der Faktorstruktur der KABC-II mit größeren Stichproben sind daher sinnvoll. Wünschenswert wäre insbesondere auch eine Überprüfung an klinischen Stichproben im Vorschulalter, zu denen auch international noch keine Erkenntnisse vorliegen. Fazit für die Praxis n Die Reanalyse ergibt für das CHC- und das Luria-Modell nicht in allen Altersjahrgängen eine gute Modellpassung, jedoch eine Überlegenheit gegenüber einfaktoriellen Teststrukturen. n Die Untertests von Lernen/ Glr und Simultan/ Gv sowie bedingt von Sequentiell/ Gsm laden nur niedrig auf den zugeordneten Intelligenzfaktoren und erweisen sich damit als inhaltlich heterogen (geringe konvergente Validität der Untertests). n Wiedererkennen von Gesichtern zeigt nur geringe Zusammenhänge mit dem g-Faktor und dem Skalenindex Simultan/ Gv und ist nicht als Maß der Allgemeinintelligenz und der Visuellen Verarbeitung geeignet. n Atlantis und Symbole laden schwach auf dem g-Faktor und können nur bedingt als Indikatoren der Allgemeinintelligenz interpretiert werden. n Bei 3-Jährigen erscheint eine differenziertere Teststruktur mit den Faktoren Simultan/ Gv, Sequentiell/ Gsm und Wissen/ Gc möglich. Prof. Dr. Gerolf Renner Pädagogische Hochschule Ludwigsburg Reuteallee 46 71634 Ludwigsburg 182 FI 4/ 2022 Gerolf Renner Literatur Arbuckle, J. L. (2017): AMOS (Version 25). IBM SPSS, Chicago Benson, N. F., Kranzler, J. H., Floyd, R. G. (2016): Examining the integrity of measurement of cognitive abilities in the prediction of achievement: Comparisons and contrasts across variables from higher-order and bifactor models. Journal of School Psychology 58, 1 - 19, http: / / dx.doi.org/ 10.1016/ j.jsp.2016.06.001 Chen, F., Bollen, K. A., Paxton, P., Curran, P. J., Kirby, J. B. (2001): Improper solutions in structural equation models. Sociological Methods & Research 29 (4), 468 - 508, http: / / dx.doi.org/ 10.1177/ 0049124101029004003 Flanagan, D. P., Ortiz, S. O., Alfonso, V. C. (2013): Essentials of cross-battery assessment. 3. Aufl. Wiley, Hoboken, NJ Garrett, H. E. (1946): A developmental theory of intelligence. American Psychologist 1 (9), 372 - 378 Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. 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