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Auditive Verarbeitungs- und Wahrnehmungsstörungen (AVWS) stellen eine facettenreiche neurokognitive Störung dar. Unser Ziel war es, die inhaltlichen Merkmale, die die Tests/Subtests unserer aus früheren Publikationen bekannten Testbatterie (s.u.) zur Sicherung der Diagnose im Grundschulalter ausmachen, in einem datenreduzierenden statistischen Verfahren [1] aufzudecken.

Unsere eklektische AVWS-Testbatterie besteht aus 16 Subtests/Tests zur Untersuchung spezifisch-auditiver Fähigkeiten und hat sich in der Trennung von Kindern mit bzw. ohne AVWS bewährt [2], [3], [4], [5]. Unter Berücksichtigung der Ergebnisse der diskriminanzanalytischen Vorstudien wählten wir 12 der 16 diagnostischen Testvariablen aus, die z-standardisiert in eine explorative Faktorenanalyse (EFA) eingingen: Wortverstehen im Störgeräusch durch die Göttinger Sprachaudiometrie II; Binauraler Summationstest; Dichotische Sprachaudiometrie (Uttenweiler); Subtests Phonemdifferenzierung, Phonemidentifikation, Phonemanalyse (Heidelberger Lautdifferenzierungtest – HLAD); Subtests Laute Verbinden und Zahlenfolgen-Gedächtnis (Psycholinguistischer Entwicklungstest – PET); Mottier-Test; Subtest Imitation grammatischer Strukturen (Heidelberger Sprachentwicklungstest – HSET); Subtests Tonhöhendiskrimination und monaurale Ordnungsschwelle (Psychoakustisches Testsystem – PaTsy).

Nach abgeschlossener interdisziplinärer Untersuchung und gemäß den bereits früher ausführlich beschriebenen Diagnosekriterien [4] wurde im kbo-Kinderzentrum München im Zeitraum von 2004–2017 bei 143 Kindern (96 Jungen; 47 Mädchen; 6–11 Jahre) im mittl. Alter von 8,3 (SD 1,1) Jahren (mit vollständigen Datensätzen bzgl. der o.g. Tests) die Diagnose „AVWS“ gesichert. Diese Kinder hatten keine periphere Hörstörung und auch keine Intelligenzminderung (nonverbaler IQ>85).

Das Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)-Kriterium, welches dem Ausmaß an Korrelationen zwischen allen Variablen entspricht und ein Maß für die faktorenanalytische Angemessenheit der Testvariablen ist, war mit .739 als „mittelmäßig“ einzuschätzen; der Bartlett-Test auf Sphärizität mit einem Signifikanzwert von .000 belegte eine Eignung der Daten für eine Dimensionierung. Zur Extraktion von Faktoren wurde eine Hauptkomponentenanalyse (nicht abgebildet) durchgeführt, die Bestimmung der Faktorenzahl erfolgte nach dem Kaiser-Kriterium (Eigenwert >1). Der Eigenwert (3,257) von Faktor 1 sank bei den folgenden drei Faktoren auf etwas über den Wert 1. Die Anzahl von vier zu extrahierenden Faktoren wurde durch den anschließenden Scree-Test bestätigt. Durch vier Faktoren mit einem Eigenwert >1 wurden 61,3% Gesamtvarianz aufgeklärt, wozu Faktor 1 ca. 27% beitrug, Faktor 4 noch ca. 11%. Nahezu alle Kommunalitäten h² – sie geben an, wie hoch welcher Faktor zur Varianzaufklärung jeder Variablen beiträgt – lagen nach erfolgter Extraktion im Bereich .509 bis .764. Das heißt, mindestens die Hälfte der Varianz einer jeden Testvariablen konnte durch die vier extrahierten Faktoren erklärt werden. Die meiste Varianz (76%) wurde für die Variable „HLAD-Differenzierung“ aufgeklärt, aber nur knapp 48% für die Variable „Laute Verbinden“ und 41% für das Wortverstehen im Störgeräusch.

Die Komponentenmatrix (nicht abgebildet) zeigte, dass die Ladungen auf den unrotierten Komponenten (Faktoren) vorwiegend auf der ersten Komponente hochluden und sich deswegen schlecht interpretieren ließ. So lagen auf Faktor 1 mehr als die Hälfte aller Variablen mit einer Ladung ≥.57. Die folgende Promax-Rotation, ein obliques Rotationsverfahren, führte zu einer besseren Interpretierbarkeit (Tabelle 1 [Tab. 1]). Faktor 1 war durch die drei hoch ladenden HLAD-Variablen ausgewiesen: Phonemdifferenzierung (.908), -analyse (.790), -identifikation (.753). Da gemäß Gorsuch [6] bei der Interpretation von Faktoren auch Ladungen berücksichtigt werden sollten, die >.30 sind, waren die „Binaurale Summation (.408) und das „Laute Verbinden“ (.377) hinzuzunehmen. Auf Faktor 2 luden alle Kurzzeitgedächtnisaufgaben hoch und das dichotische Wortpaarverstehen, welches zur Bearbeitung eine Kurzzeitspeicherung verlangt, auf Faktor 3 die beiden PaTsy-Tests. Faktor 4 war durch binaurale Summation und Hören im Störgeräusch markiert (mit Nebenladung des dichotischen Wortpaarverstehens [.388] sowie des Laute Verbindens [.349]).

Die Zahl der empirischen, zu faktorisierenden Testvariablen war im Verhältnis zur Stichprobengröße bei der 12-Variablen-EFA angemessen, d.h. nicht zu groß, geht man doch meistens von einer Relation Variablenzahl zu Stichprobengröße von 1:3 bis 1:10 aus. Die Analyse nach Promax-Rotation ließ sich für unsere AVWS-Testbatterie mit mehrheitlich verbalen Stimuli i.S. einer substanziellen Faktorenstruktur gut interpretieren. Faktor 1 repräsentiert phonematische Verarbeitung. Die Nebenladung des binauralen Summationstests auf diesem Faktor lässt sich damit erklären, dass bei diesem Test 2-silbige Einzelwörter angeboten werden und die Verschmelzung von jeweils monaural hohen Frequenzen eines Wortes mit den monaural tiefen Frequenzen phonematisch unterlegt ist. Faktor 2 ist ein sprachlich-auditiver Kurzzeitgedächtnisfaktor. Faktor 3 markiert basale Hörverarbeitung, Faktor 4 Hörverarbeitung von redundanzreduzierter Sprache. Ein Faktor mit weniger als drei substanziell ladenden Variablen ist als instabil zu bezeichnen, denn für einen soliden Faktor sind mindestens vier Variablen mit einer Ladung >.30 wünschenswert. Unter dieser Prämisse bleibt Faktor 3 nach einer Faktorenrotation problematisch. Mit diesen Ergebnissen ist ein vorläufiges Modell zentral-auditiver Prozesse auf dem Hintergrund unserer Testbatterie entworfen. Eine Replikation des Faktorenmusters an größeren Stichproben ist nötig.