Konzeptuelles und prozedurales Wissen als latente Variablen: Ihre ...
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Studie 2: Vermittlung der <strong>Wissen</strong>sarten 203<br />
Heerden, 2003), führt aber zu konzeptuellen <strong>und</strong> methodischen Problemen. Vor allem im<br />
vorliegenden Fall ist sie inhaltlich unangemessen <strong>und</strong> auch methodisch problematisch, weil<br />
zwar für die Faktorladungen der Indikatoren (vgl. Abschnitt 9.4.3), offensichtlich jedoch<br />
nicht für die Intercepts der Indikatoren Messinvarianz vorliegt (vgl. die Outputdatei von<br />
Modell R12F in Anhang D.12.1 <strong>und</strong> die Übersicht über die Mittelwertsunterschiede<br />
zwischen den Indikatoren in Tabelle 14 auf S. 155).<br />
Als Ausweg bietet sich zunächst an, die vier Indikatorwerte pro Person, <strong>Wissen</strong>sart<br />
<strong>und</strong> Messzeitpunkt einfach zu einem Summenscore aufzuaddieren, um die Ausprägung der<br />
<strong>Wissen</strong>sart abzuschätzen. Dabei besteht jedoch das Problem, dass die Maße auf<br />
unterschiedlichen Skalen mit verschiedenen Mittelwerten <strong>und</strong> Varianzen liegen <strong>und</strong> daher<br />
nicht gleichberechtigt in den Summenscore eingehen würden. Um alle Maße auf dieselbe<br />
Skala zu bringen, können sie z-standardisiert werden. Da sie pro Messzeitpunkt gleich<br />
gewichtet in die Berechnung der Summenscores eingehen sollen, müssten sie an ihren<br />
Mittelwerten <strong>und</strong> Standardabweichungen pro Messzeitpunkt standardisiert werden. Dabei<br />
bleiben alle interindividuellen Unterschiede, <strong>als</strong>o auch die Treatmentgruppenunterschiede,<br />
pro Messzeitpunkt vollständig erhalten. Die Ausprägungen der Summenscores für eine<br />
<strong>Wissen</strong>sart können hingegen nicht über die Messzeitpunkte hinweg verglichen werden,<br />
weil sie unterschiedlichen Transformationen unterzogen worden sind. Beispielsweise kann<br />
vermutet werden, dass der wahre Gesamtstichprobenmittelwert des Summenscores für<br />
konzeptuelles <strong>Wissen</strong> über die Messzeitpunkte hinweg ansteigen wird. Berechnet man die<br />
Gesamtstichprobenmittelwerte hingegen auf Gr<strong>und</strong>lage der z-standardisierten Werte, kann<br />
sich prinzipiell kein Anstieg mehr zeigen, weil die Gruppenmittelwerte zu jedem<br />
Messzeitpunkt null betragen.<br />
Die Treatmentgruppenunterschiede sollen, da es sich um eine nomin<strong>als</strong>kalierte<br />
unabhängige <strong>und</strong> eine intervallskalierte abhängige Variable handelt, varianzanalytisch<br />
ausgewertet werden.<br />
Aus obigen Überlegungen zur mangelnden Vergleichbarkeit der z-standardisierten<br />
Messwerte <strong>und</strong> Summenscores folgt, dass der Messzeitpunkt nicht <strong>als</strong> zweiter Faktor in<br />
das varianzanalytische Design eingebracht werden kann. Denn Mittelwertsunterschiede<br />
über die Zeit hinweg können nicht sinnvoll interpretiert werden. Jedoch bleiben bei der z-<br />
Standardisierung die interindividuellen Unterschiede pro Messzeitpunkt auf<br />
Intervallskalenniveau erhalten. Es bietet sich daher an, die Vorwissensunterschiede im<br />
varianzanalytischen Design zu kontrollieren, indem das konzeptuelle <strong>und</strong> prozedurale<br />
Vorwissen der Teilnehmer in Form von Kovariaten miteingebracht wird. So können die