Entwicklung eines dichotischen Hörtests

Die Testentwicklung ist ein mehrstufiger approximativer Prozess. Zunächst muss dichotisches Stimulusmaterial erstellt und ausgewählt werden (Itemkonstruktion, C.1). Mit dem Stimulusmaterial müssen die erwarteten Ohrvorteile zur Darstellung gebracht werden können (Itemauswahl, C.2). Danach müssen diese sich als eine verlässlich reproduzierbare Messung einer Eigenschaft der Probanden erweisen (Reliabilität C.3-C.6). Erst wenn diese Voraussetzungen der Reliabilität gegeben sind, können die gemessenen Asymmetrien mit den Ergebnissen anderer Sprachlateralisierungsmethoden korreliert werden um sie ebenfalls als Maß für die Sprachlateralisierung interpretieren zu können (Validität C.7). Daneben soll die Beziehungen zur Händigkeit analysiert werden (D.7)

Die Konstruktion der dichotischen Items Problemstellung: Vermeidung von Stimulus-Dominanz

Da die Stimulus-Dominanz nichts zur Lateralisierungsfähigkeit des Tests beiträgt, sollte ihr Gesamtanteil möglichst gering gehalten werden. Leider läßt sich bei der Itemerstellung die lateralisierende Eigenschaft eines einzelnen Wortpaares bzw. seine Neigung zur Bildung der unerwünschten Stimulus-Dominanz nicht sicher an einem objektiven Parameter vorhersagen, sondern sie muß letztlich empirisch bestimmt werden. Um Stimulus-Dominanz vorbeugend zu vermeiden, wurden bei der Auswahl und Erstellung des Stimulusmaterials (der Wortpaare) zwei weitere Bedingungen berücksichtigt: die Kontrolle der Stimmhaftigkeit und die Diskontinuität der Artikulationskontur.

Unter den 15 Wortpaaren des amerikanischen Orginals gibt es einige Paarungen, bei denen ein stimmhafter Anfangskonsonant mit einem stimmlosen verpaart wurde. In der Literatur finden sich jedoch Hinweise, daß bei dichotischen stimmhaft-stimmlos Paarungen häufiger das Wort bzw. die Silbe mit dem stimmlosen Konsonanten dominiert (Speaks et al. 1981, [17], Jäncke 1992, [18]). Dieses Phänomen wurde von Berlin et al. (1973, [19]) als "lag effect" bezeichnet, da bei den stimmlosen Konsonanten eine längere Voice Onset Time (VOT) besteht und der vokalische Anteil mit der großen Amplitude relativ zu den stimmhaften Konsonanten in den dichotischen Paarungen später einträfe. Durch die spätere Ankunft dieses großamplitudigen Ereignisses würde die Bearbeitung des kontralateralen (stimmhaften) Stimulus unterbrochen, was schließlich in einer Stimulus-Dominanz des stimmlosen Wortes resultiere. Daher wurden nur reimende Wortpaare ausgewählt, die sich hinsichtlich des Merkmals der Stimmhaftigkeit nicht unterschieden (nur stimmhaft-stimmhaft oder stimmlos-stimmlos Paarungen).

Beim FRWT sind die beiden Wortenden der Wortpaare stets identisch. In der amerikanischen Version wurde dies dadurch erreicht, daß nur die Anfangssilbe bei einem der beiden Wörter abgetrennt und durch eine digitale Kopie des Wortendes des anderen Wortes ergänzt wurde. Dieses Vorgehen läßt eines der beiden Wörter völlig unberührt, während das andere immer einen Bruch in der natürlichen Artikulationskontur aufweist. Es ist vorstellbar, daß dieser Bearbeitungsunterschied zwischen den beiden Wörtern sich in einer asymmetrischen Wahrnehmungserleichterung auswirkt und so zur Stimulusdominanz beiträgt. Aus diesem Grund wurde entschieden, beide Wörter zu bearbeiten und das Wortende für beide Wörter aus einem dritten Reimwort zu entnehmen, was die Edierarbeiten jedoch mehr als verdoppelte. Ausgewählt wurden schließlich einsilbige deutsche Hauptwörter, zu denen sich 4 Reimwörter finden ließen. Der erste Item-Pool unfasste 56 solcher Vierergruppen.

Itemerstellung

Die Wörter wurden zunächst in einem Tonstudio mit einem DAT-Recorder aufgezeichnet. Die zusammengehörigen Wörter eines Paares wurden für die deutsche Version schon bei der Aufnahme 3 mal im Wechsel aufgesprochen, um eine möglichst große Ähnlichkeit im Sprechtempo und in der Tonlage zu erreichen. Abschließend wurde ein drittes reimendes Wort aufgesprochen. (z. B. Topf - Kopf - Topf - Kopf - Topf - Kopf - Topf - Kopf - Zopf).

Die Zuordnung der 56 Wortpaare zu den Lautgruppen (Lautkontrasten) ist der Tabelle C-1 zu entnehmen.

Tabelle C-1 Zusammenstellungen der 32 stimmlosen und der 24 stimmhaften Lautkontraste.
N

Laute

stimmlos

N

Laute

stimmhaft

11

T / K

Teil / Keil

7

B / D

Bach / Dach

11

T / P

Tracht / Pracht

10

B / G

Bier / Gier

10

P / K

Post / Kost

7

G / D

Gunst / Dunst

32

24

Tabelle C-1 Laut-Kontraste der 56 Ausgangspaarungen

Digitale Bearbeitung der Wortpaare (Angleichung der Wortlänge)

Nachfolgend wurden die Wörter mit Hilfe des Sprachbearbeitungsprogrammes "SpeechLab" digitalisiert und weiter bearbeitet (Diesch 1997, [20]). Zunächst erfolgte die Segmentierung der einzelnen Wörter in getrennte Datenfiles. Die Anfangssilbe der zu paarenden Wörter und des dritten Zusatzwortes wurden innerhalb des ersten Vokals abgetrennt (z.B. To von Topf, und Ko von Kopf, opf von Zopf). Die Länge der zu paarenden Silben wurde verglichen und aus den alternativen die beiden ähnlichsten ausgewählt. Durch Heraustrennen von Segmenten aus dem vokalischen Anteil der längeren Silbe wurden Längenunterschiede bis auf weniger als eine Millisekunde angeglichen. Der größte Längenfehler in allen 56 Paarungen betrug 0.89 ms. Schließlich wurde das Vokal-Konsonanten-Ende des 3. Reim-Wortes an die gleichlangen Anfangssilben der ersten beiden Wörter angefügt (Abbildung C-1). Die beiden neuen Stimulus-Wörter "Kopf" und "Topf" sind nun gleichlang, unterscheiden sich phonetisch in der Anfangssilbe, sind aber ab dem Vokal völlig identisch. Als letzter Arbeitsschritt wird aus den beiden Mono-Dateien durch Multiplexen eine Stereo-Ausgabe-Datei erstellt, durch deren Abspielen eine zeitsynchrone Darbietung der beiden Wörter auf beiden Ohren erreicht wird. Insgesamt handelt es sich also nicht um synthetische Sprachstimuli, sondern um digital bearbeitete natürliche Sprache.

Abbildung C-1 Itemerstellung und Ediervorgang. Abbildung C-1: Die Abbildung veranschaulicht die 5 wesentlichen Herstellungsschritte für ein Wortpaar (Item). Die zur Angleichung erforderlichen Verkürzungen oder Verlängerungen innerhalb der Anfangssilben erfolgten immer im vokalischen Anteil der Silbe. Sämtliche Digitalisierungs- und Edierarbeiten wurden mit dem Programmpaket SpeechLab (Diesch 1997, [20]) durchgeführt.

Ablauf des Tests: Objektivität von Durchführung und Auswertung

Zur Darbietung können die Wortpaare auf verschiedene Tonträger übertragen werden, um so Untersuchungen am Krankenbett oder in anderen Einrichtungen zu ermöglichen. Die Darbietung kann aber auch direkt vom PC mittels SpeechLab und Soundkarte erfolgen. SpeechLab verfügt über eine eigene Kommandosprache, mit der sich der zeitliche Ablauf von experimentellen Anordnungen über serielle und parallele Schnittstellen, Bildschirm, Keyboard und Sound-Karte steuern läßt. Dargeboten werden die Stimuli über Kopfhörer. Der Proband bekommt zunächst alle Wörter vom Untersucher vorgelesen, um die Bekanntheit sicherzustellen. Danach hört der Proband alle Wörter noch einmal in randomisierter unilateraler Darbietung vom Tonträger. Dabei soll der Proband die Wörter nachsprechen. Dies dient dem Nachweis der intakten Spracherkennung auf jedem der beiden Ohren. Dieser Abschnitt ist wichtig bei Patienten mit Hirnläsionen, besonders aber bei denen mit Balkenstörungen. Patienten mit Balkenstörungen bis hin zum Split-Brain können unter der nachfolgenden dichotischen Stimulation so extreme Ohr-Asymmetrien aufweisen, daß der fälschliche Eindruck entstehen kann, sie könnten Sprache auf dem nicht-dominanten Ohr überhaupt nicht wahrnehmen (Wale & Geffen 1986, [21], Alexander & Warren 1988, [22], Eslinger & Damasio 1988, , [23],Musiek et al. 1985, [24]).

Nun erfolgt der dichotische Testteil. Hierzu wird dem Probanden ein Antwortblatt vorgelegt, bei dem in einer Zeile immer vier sich reimende Wörter stehen (Zopf Kopf Kropf Topf), von denen zwei Wörter das dichotische Wortpaar bilden, während die anderen beiden Distraktoren darstellen (Anhang H-01, S. 126). Die Instruktion lautet wie folgt:

"Sie hören nun die gleichen Wörter, die Sie eben schon kennengelernt haben, noch einmal, aber jetzt auf beiden Ohren. Die Wörter wurden elektronisch verändert, so daß sie nicht immer ganz klar zu erkennen sind. Ihre Aufgabe ist es, die Wörter zu erkennen und nach jeder Darbietung aus der entsprechenden Zeile die entsprechende Ziffer des Wortes anzukreuzen, das sie gehört haben. Für jede Entscheidung haben sie etwa 4 Sekunden Zeit".

Bei der Darbietung vom Tonband müssen nach Ablauf des Tests die Antwortblätter ausgewertet werden. Die einzelnen Reaktionen werden in ein Schema eingetragen, aus denen die Ohr-Dominanz-Punkte hervorgehen. Bei Darbietung über den PC können die Ergebnisse maschinell ausgewertet werden. Für beide Darbietungsformen ist die Durchführungs- und Auswertungsobjektivität gegeben.

Rechts-Ohr-Vorteil für die verbal-dichotischen Stimuli Problemstellung

Die Serie mit 2x56=112 monauralen plus den 2x56x4=448 dichotischen Darbietungen nahm etwa eine Stunde in Anspruch und dauerte für den angestrebten Zweck eines Tests viel zu lange. Das Ziel war es daher, ungeeignete Items schnell zu erkennen und zu eliminieren. Der zukünftige Test sollte aus einer Serie mit wenigen, aber stark lateralisierenden Items bestehen, die dann in mehreren Durchgängen wiederholt dargeboten werden können. Die gesamte Dauer sollte, auch im Hinblick auf die Aufmerksamkeitsspanne von Lernbehinderten und Kindern, 20 Minuten nicht überschreiten. Mit einer reduzierten und optimierten Serie sollte an verschiedenen Gruppen rechtshändiger Probanden die Erzeugung von Rechts-Ohr-Vorteilen bei dem vorliegenden dichotischen Material demonstriert werden. Durch die Untersuchungen sollten weitere Itemselektionen ermöglicht werden.

Hypothesen

Hypothese C.2‑C.2.1 Rechts-Ohr-Punkte in Vorversuchen

Bei der Darbietung der neu erstellten Serie von deutschen dichotischen Wortpaaren, kann bei gesunden Rechtshändern über folgende Annahmen entschieden werden (Mittelwertsunterschiede):

H0: Die Anzahl der Ohr-Dominanz-Punkte vom linken und vom rechten Ohr unterscheiden sich nicht (ROP = LOP).

H1: Ohr-Dominanz-Punkte vom rechten Ohr werden signifikant häufiger beobachtet als Ohr-Dominanz-Punkte vom linken Ohr (ROP > LOP).

Methoden Vorversuche: 1. Itemselektion von 56 Items zur Serie FW21a

Die erste Serie mit 56 Wortpaaren in vier Durchgängen wurde nur wenigen gesunden rechtshändigen Probanden dargeboten (N=8). Danach konnten 12 Items bereits aufgrund technischer Mängel ausgesondert werden (Knacken oder Klicken an den Schnittstellen, monaurale Unverständlichkeit der Wörter). Durch einen weiteren Selektionsschritt mit anderen N=8 Rechtshändern wurden Items ausgesondert, die nur sehr wenig Ohr-Dominanz-Punkte erbrachten. Es waren Items, bei denen die 8 Vpn in 4 Durchgängen weniger als 3 Ohr-Dominanz-Punkte zeigten (LOP+ROP ≤ 3). Hier handelte es sich um Items, die praktisch ausschließlich Stimulus-Dominanz erzeugten. Nach diesem Selektionsschritt blieben 21 Items für weitere Untersuchungen übrig (Serie FW21a).

Für die Serie FW21a wurden weiterhin die 4 Durchgänge zu insgesamt 168 dichotischen Darbietungen beibehalten (2x21x4=168, Itemserie FW21a). Die Tabelle im Anhang H-01 S. 126 enthält die Items der Serie FW21a in der Abfolge für den ersten von 4 Durchgängen. Die Liste entspricht in ihrem Inhalt dem Protokollblatt, auf dem die Probanden das subjektiv (alleinige) wahrgenommene Wort kennzeichneten. Simultan dargeboten wurden tatsächlich die beiden Wörter mit den geraden Ziffern (in Klammern), wobei das Wort mit der kleineren geraden Ziffer jeweils auf dem linken Ohr dargeboten wurde. Im Potokollbogen waren die tatsächlich dargebotenen Wörter selbstverständlich nicht gekennzeichnet. Die beiden anderen Wörter stellen die reimenden Distraktoren dar. Ein Durchgang bestand aus 42 Darbietungen, jedes der 21 Items wurde in der orginalen (O) und in der umgekehrten (U) rechts/links Orientierung dargeboten.

Versuchspersonen

In insgesamt 3 unabhängigen Erhebungen wurde die Serie FW21a in identischer Form vom Tonband an gesunden Rechtshändern eingesetzt: (E1) N=12, 7 weiblich, 5 männlich, (E2) N=62, 48 weiblich, 14 männlich, (E3) N=28, 14 weiblich, 14 männlich.

Die Probanden wurden nach evtl. Hörbeeinträchtigungen befragt und absolvierten ein Screening der Hörfähigkeit für die Frequenzen 500, 1000, 2000 und 4000 Hz (Pendelaudiometrie). In den Gruppen befanden sich keine Probanden mit Hörbeeinträchtigungen in den überprüften Frequenzen. Die weiblichen Probanden der Studien (2) und (3) wurden im Zusammenhang mit zyklusabhängen Lateralitätsveränderungen untersucht. Jeweils die Hälfte war während der lutealen und der menstruellen Phase untersucht worden. Im Abschnitt C.4.5, S. 36 wird das Vorgehen bei diesen

Gruppen eingehender beschrieben. Die hier in C.2 dargestellten Daten zum Rechts-Ohr-Vorteil bei Rechtshändern kommen aus der ersten von 2 dichotischen Untersuchungen in den Erhebungen (2) und (3). D. h. die in C.2 zusammengestellten Daten kommen alle aus Untersuchungen, in denen die Probanden zum erstenmal mit dem dichotischen Test FW21a untersucht wurden.

Ergebnisse 1: Rechts-Ohr-Vorteile für rechtshändige Kontollgruppen

Erhebung 1a (N=12, 7 weiblich, 5 männlich): Betrachtet man die kleine rechtshändige Kontrollgruppe von außeruniversitären Berufstätigen alleine, so zeigte sie bei den ausgewählten 21 Items hochsignifikante Rechts-Ohr-Vorteile (ROP=19,66 LOP=2,83, t-Test ROP/LOP, t=4,8 FG=11, p=0,00051). Der mittlere Lambda-Wert (Lambc) war entsprechend positiv (Lambda=2,02), die mittlere Fehlerzahl von 0,6% (0,5 / 84) war vernachlässigbar gering. Die H1 der Hypothese C.2-C.2.1 konnte somit bestätigt werden.

Tabelle C-2 Mittelwerte und Streuungen des Lateralitätsindex Lambda und der Ohr-Dominanzpunkte ROP und LOP. Darbietung vom Tonband über Kopfhörer. Der Standardfehler des Lambda-Wertes (Std.Fehler des Mittelwertes, Stichprobenfehler) ist der Quotient, durch den die individuellen Lambdawerte dividiert werden, um den z-Wert von Lambda zu erhalten (zλ).

Tabelle C-2 FW21a, Rechtshändige Kontrollgruppe, Erhebung 1a, N=12, 5m, 7w,

Erhebung 2 (N=62, 48 weiblich, 5 männlich): In dieser fast ausschließlich studentischen Gruppe lateralisierte der Test am schlechtesten. Wie sich in der nach dem Geschlecht getrennten Analyse zeigte, waren es die N=48 Frauen, die im Mittel die schwächsten Rechts-Ohr-Vorteile zeigten. Diese Gruppe war nur durch ein schwaches Kriterium für Rechtshändigkeit gekennzeichnet (Rechtshandpunkte > Linkshandpunkte).

Tabelle C-3: Mittelwerte und Streuungen des Lateralitätsindex Lambda und der Ohr-Dominanzpunkte ROP und LOP. Darbietung vom Tonband über Kopfhörer. Der Standardfehler des Lambdawertes (Std.Fehler des Mittelwertes, Stichprobenfehler) ist der Quotient, durch den die individuellen Lambdawerte dividiert werden, um den z-Wert von Lambda zu erhalten (zλ).

Tabelle C-3 FW21a, Rechtshändige Kontrollgruppe, Erhebung 2, N=62, 14m, 48w,

Trotzdem war für die Gesamtgruppe der N=62, sowohl mit einem parametrischen t-Test als auch mit dem Wilcoxon-Test für gepaarte Stichproben, signifikante Mittelwertsunterschiede zugunsten der ROP nachweisbar (α=0.05). Die H1 der Hypothese C.2-C.2.1 konnte auch hier bestätigt werden.

Mittelw.

Stdabw.

N

Diff.

Stdabw.

t

FG

p

Diff.

ROP

10,61

11,08

62

LOP

5,74

5,80

62

-4,8709

14,539

-2,637

61

0,010569

Tabelle C-4: t-Test für gepaarte Stichproben (E2, fw21deb62 2.sta)

Variablen

Gültige

T

Z

p-Niveau

N

ROP & LOP

62

546,5000

2,392386

0,016740

Tabelle C-5: Wilcoxon-Test gepaarte Stichpr. (E2, fw21deb62 2.sta)

Erhebung 3 (N=28, 14 weiblich, 14 männlich): Obwohl auch hier ausschließlich Psychologiestudenten untersucht worden waren näherten sich die Ergebnisse wieder denen aus der Erhebung 1 an. Ein parametrischer t-Test und der parameterfreie Wilcoxon-Test für gepaarte Stichproben, zeigten signifikante Mittelwertsunterschiede zugunsten der ROP an (α=0.05).

Tabelle C-6: Mittelwerte und Streuungen des Lateralitätsindex Lambda und der Ohr-Dominanzpunkte ROP und LOP. Darbietung vom Tonband über Kopfhörer. Der Standardfehler des Lambdawertes (Std.Fehler des Mittelwertes, Stichprobenfehler) ist der Quotient, durch den die individuellen Lambdawerte dividiert werden, um den z-Wert von Lambda zu erhalten (zλ).

Tabelle C-6 FW21a, Rechtshändige Kontrollgruppe, Erhebung 3, N=28, 14m, 14w

Mittelw.

Stdabw.

N

Diff.

Stdabw.

t

FG

p

Diff.

ROP

13,357

5,236

LOP

4,250

4,639

28

9,107

8,933

5,394

27

0,000011

Tabelle C-7 t-Test für gepaarte Stichproben (E3, fw21frie28ehi)

Variablen

Gültige

T

Z

p-Niveau

N

ROP & LOP

28

37,50000

3,768671

0,000164

Tabelle C-8 Wilcoxon-Test gepaarte Stichpr. (E3, fw21frie28ehi)

Die H1 der Hypothese C.2-C.2.1 konnte auch in der Erhebung 3 bestätigt werden.

Ergebnisse 2: Itemanalyse in homogenen und heterogenen Gruppen

Auch die 21 selektierten Items wiesen in ihrem Anteil an Stimulusdominanz eine große Variabilität auf. Mit Ausnahme der Wörter aus der Paarung Bank-Dank waren alle monaural sicher richtig zu erkennen. Ein Item (Po / Klo) erzeugte ausschließlich Stimulusdominanz und ist in den weiteren Abbildungen zu den Itemanalysen nicht enthalten. In der Abbildung C-4 S. 22 sind die Anteile der Ohr-Dominanz und Stimulus-Dominanz für jedes Item aus der Erhebung 2 dargestellt. Bemerkenswert ist die Beobachtung der Stichprobenabhängigkeit des Tests. Obwohl in den beiden Erhebungen E1 und E2 der Test in identischer Form dargeboten wurde, hatte er in der

Gruppe der Erhebung E1, eine größere lateralisierende Kraft (vergleiche den weißen Flächenanteil aus Abbildung C-3 S. 21 und in Abbildung C-4 S. 22).

Abbildung C-2 Itemanalyse, rechtshändige Kontrollgruppe, Erhebung 1a, N=12, 5m, 7w Abbildung C-2: Die Abbildung stellt die Anteile der Stimulusdominanz (SD grau) und Ohrdominanz (OD weiß) aus der rechtshändigen Gruppe einander gegenüber. Links vom weißen Bereich sind die Anteile für Stimulusdominanz des linksseitig aufgelisteten Wortes (SD-L) dargestellt, rechts vom weißen Bereich der Anteil für das rechtsseitig aufgelistete Wort (SD-R). Je breiter der weiße Bereich (OD) eines Items ist, desto größer ist seine lateralisierende Kraft bzw. desto mehr Ohrdominanz (linke OD-L oder rechte OD-R) kann mit ihm erzeugt werden. Die Balkengröße entspricht den Mittelwerten aus 4 Durchgängen der N=12 rechtshändigen Probanden. Eine Balkenlänge von 25% entspricht einem Mittelwert von 1,0 d.h. das Ereignis (SD-L, OD-L, OD-R oder SD-R) ist dann im Mittel 1 mal in 4 Durchgängen aufgetreten. Die Fehlerrate lag unter 1% und ist in der Abbildung nicht enthalten.

Der Eindruck, dass in der Summe die rechtsstehenden Wörter (graue Bereiche rechts vom weißen Bereich) evtl. mehr Stimulusdominanz erzeugt haben könnten, wäre ein zufälliger Befund, der nur davon abhinge, welche Anordnung des Wortpaares ursprünglich als "orginal" und welche als "ungekehrt" festgelegt worden war.

Ergebnisse 3: 2. Reduktion von 21 auf 10 Items, von FW21a zu FW10b.

In einer weiteren analogen 4. Erhebung, zur funktionellen Hemisphärenasymmetrie im Verlauf des Menstruationszyklus, wurde die Itemserie FW21a auf die 10 besten Items aus der 1. Erhebung halbiert (Serie FW10a) und die Anzahl der Durchgänge von 4 auf 8 verdoppelt.

Abbildung C-3 Itemanalyse FW21a, Gesamtgruppe 12 Kontollen, 23 Patienten, Erhebung 1b Abbildung C-3 Die Abbildung stellt die Anteile der Stimulusdominanz (SD grau) und Ohrdominanz (OD weiß) aus der klinischen Studie einander gegenüber. Links vom weißen Bereich sind die Anteile für Stimulusdominanz des linksseitig aufgelisteten Wortes (SD-L) dargestellt, rechts vom weißen Bereich der Anteil für das rechtsseitig aufgelistete Wort (SD-R). Je breiter der weiße Bereich (OD) eines Items ist, desto größer ist seine lateralisierende Kraft bzw. desto mehr Ohrdominanz (linke OD-L oder rechte OD-R) kann mit ihm erzeugt werden. Die Balkengröße entspricht den Mittelwerten aller 35 Vpn aus 4 Durchgängen (23 Patienten mit Temporal-Lappen-Epilepsie und 12 Kontrollen). Eine Balkenläge von 25% entspricht einem Mittelwert von 1,0 d.h. das Ereignis (SD-L, OD-L, OD-R oder SD-R) ist dann im Mittel 1 mal in 4 Durchgängen aufgetreten. Die Fehlerrate lag unter 1% und ist in der Abbildung nicht enthalten. Die Itemselektion FW10a ist mit einem roten Punkt markiert.

Die Items waren anhand der Ergebnissen der Gesamtgruppe ausgewählt worden (Kontrollen und Patienten). Dieses Vorgehen stützte sich auf die Überlegung, dass anhand der Gesamtgruppe, die hinsichtlich der Sprach-Lateralisierung heterogen war, auch solche Items zum Zuge kommen konnten, die überwiegend Links-Ohr-Punkte erzeugen. Die Gesamtgruppe in Erhebung 1 hatte gegenüber der studentischen Gruppe aus Erhebung 2 deutlich mehr Gesamt-Ohrpunkte. Trotzdem war die Auswahl anhand dieser Gruppe zum FW10a nicht zufriedenstellend.

Abbildung C-4 Itemanalyse FW21a, stud. Gruppe, Erhebung 2 Abbildung C-4 Die Abbildung stellt die Anteile der Stimulusdominanz (SD grau) und Ohrdominanz (OD weiß) aus der studentischen Studie gegenüber. Links vom weißen Bereich sind die Anteile für Stimulusdominanz des linksseitig aufgelisteten Wortes (SD-L) dargestellt, rechts vom weißen Bereich der Anteil für das rechtsseit aufgelistete Wort (SD-R). Je breiter der weiße Bereich (OD) eines Items ist, desto größer ist seine lateralisierende Kraft bzw. desto mehr Ohrdominanz (linke OD-L oder rechte OD-R) kann mit ihm erzeugt werden. Die Balkengröße entspricht den Mittelwerten aller 62 Vpn (gesunde Rechtshänder und Rechtshänderinnen) aus 4 Durchgängen. Eine Balkenläge von 25% entspricht einem Mittelwert von 1,0 d.h. das Ereignis (SD-L, OD-L, OD-R oder SD-R) ist dann im Mittel 1 mal in 4 Durchgängen aufgetreten. Die Fehlerrate lag unter 1% und ist in der Abbildung nicht enthalten. Die Itemselektion FW10b ist mit einem roten Punkt markiert.

Im Rahmen der Erhebung 2 waren 62 Datensätze des FW21a an gesunden rechtshändigen Probanden erzeugt worden. Sie bildeten die Datenbasis, um noch einmal eine abschließende Itemselektion ausschließlich an Gesunden durchzuführen. Ausgewählt wurden die 10 Items mit den besten Lateralisierungswerten (Serie FW10b). Verglichen mit der Selektion FW10a, die auch auf der Basis von Patientendaten ermittelt worden war, ergab sich in 5 von 10 Items eine Veränderung. D. h. die Serien FW10a und FW10b beinhalten jeweils 10 Items aus der Serie FW21a und haben 5 Items gemeinsam. Dabei zeigte sich jedoch, daß die neue Zusammenstellung FW10b eine 1,47 fache Lateralisierungskraft hat wie die Serie FW10b, bezogen auf den Datensatz FW21a aus Erhebung 2 (Abbildung C-4, S. 22).

Diskussion: Rechts-Ohr-Vorteile

Unter den neu erstellten 56 dichotischen Items ließen sich 21 Items finden, die in 3 unabhängigen Erhebungen signifikante Rechts-Ohr-Vorteile bei Rechtshändern erzeugten. Die Händigkeitskriterien waren in den 3 Erhebungen nicht einheitlich, so dass die Fragen der Assoziation zur Händigkeit im Abschnitt D S. 60 eingehend analysiert wird. Die 21 Wortpaare enthalten an den Schnittstellen keine technischen Mängel wie Klicken oder Knacken mehr, die häufig durch die Edierarbeiten auftraten. Lediglich bei einem der 21 Items war die Verständlichkeit bei der monauralen Präsentation der einzelnen Wörter eingeschränkt (Bank-Dank). Ein weiteres Item erzeugte nur Simulusdominanz (Po / Klo). Diese Items wurde in den nachfolgenden Zusammenstellungen nicht mehr berücksichtigt. Anhand der Anzahl der Rechtsohrpunkte (ROP) und der Gesamtohrpunkte (ROP+LOP) wurde die Serie FW21a auf 10 Wortpaare reduziert (FW10b).

Um aus den Rechts-Ohr-Vorteilen einer Gruppe ein individualdiagnostisches Instrument zu entwickeln, müssen für das individuelle Lateralisierungsergebnis Grenzwerte ermittelt werden, ab denen eine signifikante Wahrnehmungsasymmetrie vorliegt. Die individuellen Lateralisierungsergebnisse können hierzu zu einer theoretischen Verteilung und zu den Populationswerten in eine Beziehung gesetzt werden.

Individuelle Asymmetrie: Vergleich mit der Binominalverteilung

Mit der Bestätigung der Hypothese C.2-C.2.1 wurden lediglich signifikante Mittelwertsunterschiede in verschiedenen Gruppen nachgewiesen. Für die Sprach -Lateralitätsdiagnostik ist jedoch wesentlich, ob das individuelle Antwortverhalten einer Versuchsperson signifikant asymmetrisch gegenüber zufälligen bzw. symmetrischen Verhältnissen ist. Aus dem Vergleich mit der Binomialverteilung kann das individuelle Ergebnis hinsichtlich der Signifikanz seiner Asymmetrie beurteilt werden. Hierzu werden nun nicht die Ohr-Dominanz-Punkte ROP und LOP betrachtet, die sich immer aus 2 Darbietungen (O und U) ergeben, sondern die einfachen Ohrpunkte (eLOP und eROP). Jede Antwort auf eine dichotische Darbietung wird dabei als ein unabhängiges Ereignis angesehen.

Aus jeder Darbietung eines dichotischen Wortpaares ergeben sich - wie bei einem Münzwurf - zwei gültige Anwortmöglichkeiten. 1. das Wort vom linken Ohr und 2. das Wort vom rechten Ohr. Bestünde eine Symmetrie der Wahrnehmung, so kämen Antworten vom linken Ohr und Antworten vom rechten Ohr annähernd mit gleicher Häufigkeit vor. Ob eine beobachtete Asymmetrie noch als zufällig zu betrachten ist oder nicht, darüber gibt ein Vergleich mit der Binominalverteilung Auskunft. Mit zunehmender Darbietungszahl (Itemanzahl bzw. Münzwürfen) geht die Binominalverteilung in eine Normalverteilung über. Bei symmetrischen theoretischen Wahrscheinlichkeiten für die beiden Seiten (p=q=0.5) kann das Ergebnis schon ab n=36 Darbietungen mit einer Normalverteilung verglichen werden (Pfanzagl 1962, [25]). Sowohl für die Serie FW21a als auch für die Serie FW10b wurden wesentlich mehr als N=36 Darbietungen realisiert (168 bzw. 160), wodurch die Angleichung an die Normalverteilung entsprechend besser wird. Die Normalverteilung, die bei häufigen Ereignissen aus einer Binominalverteilung hervorgeht, hat folgende Kennwerte:

Mittelwert: μ = n p, Standardabweichung: σ = √ (n p q)

Der FW21a hat mit 4 Durchgängen 168 Darbietungen. Der Mittelwert ist entsprechend μ = n x p = (2x21x4)x0.5 = 84 und die Standardabw. σ=√(168x0,5x0,5) = 6,48

Eine gegenüber dem Zufall signifikante Seitigkeit der Antworten läge also vor, sobald die Werte um 2σ von μ abweichen, also um 13 von 168 Antworten differieren. D. h., dass bei einem individuellen Ergebnis ab einem Abstand von 13 oder mehr einfachen Ohr -Punkten vom Mittelwert eine signifikante Abweichung gegenüber dem Zufall bzw. den symmetrischen Verhältnissen vorliegt. Ein Abstand von 13 eOP vom Mittelwert entspricht einer Differenz von 26 eOP zwischen den beiden Ohren oder einer Differenz von 13 Ohr-Dominanz-Punkten zwischen LOP und ROP. Unter C.2.7.2 wird dieses Kriterium am Test FW10b erläutert. Diese Werte beziehen sich auch auf die Serie FW21a mit 4 Durchgängen, also auf Tabelle C-16 S. 43 (Spalten Lpx1, Rpx1, Lpx2, Rpx2).

Nach einer Empfehlung von Zatorre (1989, [13]), die von ihm nicht weiter begründet wird, sollte der Gesamtanteil der Ohrdominanz (LOP + ROP) bei ca. 25% liegen. Wird dieser Anteil wesentlich unterschritten, so würde die Aussage über die perzeptuelle Asymmetrie eingeschränkt, da zu wenige Beobachtungsdaten vorlägen. Aus den Überlegungen zum Vergleich mit der Binomialverteilung wird jedoch deutlich, dass bei 168 Darbietungen bereits eine Asymmetrie von 13 Ohr-Dominanz-Punkten ausreichen kann (LOP+ROP=0+13=13) um eine Asymmetrie statistisch nachzuweisen, also bereits mit einem Gesamtanteil der Ohr-Dominanz von 13/80 oder von 16,25 %.

Signifikanz der individuellen Asymmetrie: Rechenbeispiel für FW10b

Beim FW10b gibt es 160 Darbietungen in 8 Durchgängen (2x10x8), μ = 80, σ = 6,3. Auch hier ist eine Differenz der Ohr-Dominanz-Punkte von 13 oder größer nicht mehr als zufällig zu betrachten. Das nachfolgende Beispiel zeigt, wie sich aus den Ohr-Dominanz-Punkten (ROP, LOP, SD-L, SD-R) die einfachen Ohr-Punkte berechnen lassen. Die Gesamtzahl der einfachen Ohrpunkte (eROP, eLOP) ergibt sich, wenn alle Stimulus-Dominanz-Punkte (SD-L + SD-R) als gleicher Summand auf beiden Seiten in die eROP und eLOP eingehen. Das ist der "symmetrische" Grundstock der für beide Seiten gleich ist und der nichts zur Lateralität beiträgt. Nun müssen nur noch die Ohr-Dominanz-Punkte mit 2 multipliziert werden und auf der jeweiligen Seite auf diesen Grundstock aufaddiert werden.

Abbildung C-5 Rechenbeispiel, Asymmetrie gegenüber der Binomialverteilung Abbildung C-5 Die Abbildung veranschaulicht die erforderliche kritische Differenz von 13 Ohr-Dominanzpunkten, um mit p=.05 eine signifikante (Wahrnehmungs-) Asymmetrie nachzuweisen.

Die Summe aus den Ohr-Dominanz-Punkten SDR+SDL+OPR+OPL+Fehler muss immer 80 ergeben. Die Summe aus den einfachen Ohrpunkten sollte entsprechend 160 sein. Ein Ergebnis von z. B. OPR=15, OPL=2, SDR=32, SDL=31, Fehler=0 ergibt ein Verhältnis von eROP (63+30) : eLOP (63+4) = 93 : 67. In der Normalverteilung (μ = 80, σ = 6,3) weicht das Ergebnis 93:67 schon um mehr als zwei Standardabweichungen von der Mitte ab (apha=.05, zweiseitig, Abbildung C-5, S. 26).

Um die diagnostische (klinische) Bedeutsamkeit zu erfassen, muß jedoch auch die empirische Verteilung der Ohrpunktdifferenzen in der Referenz-Population berücksichtigt werden.

Bedeutsamkeit der Ohr-Asymmetrie: Vergleich mit Populationswerten

Aus den beobachteten Ohrpunkten der beiden Ohren lassen sich verschiedene Lateralitätsindizes berechnen, die unterschiedliche Eigenschaften haben. Den Argumenten von Bryden & Sprott (1981, [26]) folgend, wurde als Lateralitäts-Index ein Lambda-Wert berechnet. Der Lambda-Wert entspricht dem natürlichen Logarithmus (ln) des Quotienten von ROP/LOP:

λ = ln (ROP/LOP).

Für den Fall, daß ROP = 0 oder LOP = 0 ist, wird in die Formel ROP = 1 bzw. LOP = 1 eingesetzt. Lambda weist gegenüber anderen Lateralitätsindizes einige Vorteile für die statistische Verarbeitung auf und ermöglicht eine Bewertung der beobachteten Lateralität (Bryden & Sprott 1981, [26], Speaks 1988, [27], Harshman & Lundy 1988, [28]). Wie Bryden & Sprott (1981, [26]) gezeigt haben, ist die Schätzfunktion λ´ für ein gegebenes Individuum annähernd normal verteilt, mit einer geschätzten Varianz σ´λ2. Dies impliziere, daß u(λ) = (λ´-λ)/σ´λ näherungsweise standard-normal verteilt ist.

Aus dem λ-Wert läßt sich ein z-Wert erhalten (zλ), indem der λ-Wert durch seinen Standardfehler (Stichprobenfehler) geteilt wird (Fernandes & Smith 2000, S. 1221, [29]).

zλ= λ / S _e(λ₎

So kann z. B. ein 95% Konfidenzintervall für den Betrag von zλ mit den Grenzen zλ > I1.96I festgelegt werden. Übersteigt der individuelle zλ diese Grenzen, liegt mit mindestens p=0.05 eine signifikante Lateralisierung vor. Bei einem ROV ergeben sich positive Lambda-Werte, bei einem LOV negative.

Bezogen z. B. auf die Kontrollgruppe von N=12 Rechtshändern (C.2.4) mit einem Lambda-Mittelwert von λ =2,02799 und einem Standardfehler von S_e=0,331937 ergibt sich daraus ein hochsignifikanter z-Lambda-Wert von zλ=6,1095 (=2,02799 / 0,331937). In dieser Stichprobe sind Lambda-Werte über λ=I 0,6505 I mit p=0.05 (z=1,96), bzw. ab einem Ohrpunkte-Verhältnis von R:L = 1,917 : 1: ≈ 2:1 bereits signifikant in Bezug auf die Stichprobe, aus der das Individuum kommt (λ= ln (1,917 / 1) = 0,6507).

Auf der Ebene der Individualdiagnostik liegt eine Wahrnehmungsasymmetrie vor, wenn beide Kriterien erfüllt sind: Die Differenz zwischen den rechten und linken Ohr-Punkten sollte mindestens 13 betragen und ihr Verhältnis muß mindestens 2:1 sein. Ein Lateralsisierungsergebnis von ROP : LOP = 18 : 5 wäre noch als linksseitige Sprachdominanz zu interpretieren, während eines von 28 : 15 bereits als bilateral zu interpretieren ist. Liegen weniger als 13 Gesamt-Ohr-Dominanz-Punkte vor (ROP+LOP), sollten die Lateralisierungsverhältnisse nicht beurteilt werden.

Reliabilität 1: Innere Konsistenz Problemstellung

In einer theoretischen Analyse aufgrund bedingter Wahrscheinlichkeiten formulierte Satz (1977, [30]) das "inferentielle Problem" der Lateralitätsforschung. Es resultiert einerseits aus den sehr asymmetrischen Grundraten der Sprachlateralisierung und den begrenzten Reliabilitäten der lateralisierenden Tests andererseits. Wenn die tatsächliche Prävalenz von linksseitigen Sprachrepräsentationen unter Rechtshändern bei 95% oder höher liegt, dann muß ein lateralisierender Test bereits äußerst genau sein, um seine Anwendung vernünftig begründen zu können. Ist eine hohe Reliabilität nicht gegeben, so ist die Annahme einer linksseitigen Sprachrepräsentation für alle Fälle - ohne überhaupt zu testen - besser (Hiscock et al. 2000). Falls ein dichotischer Test bei Rechtshändern nur in 70% der Fälle einen ROV zeigt, läßt sich daraus keine sinnvolle Schlußfolgerung mehr ziehen. Ein Individuum mit einem LOV hätte dann immer noch eine 90% Wahrscheinlichkeit für eine Linkslateralisierung der Sprache. D. h., dass ein Untersucher, der aus einem Links-Ohr-Vorteil eine unilaterale rechtshemisphärische Sprachlateralisierung annähme, in 90% der Fälle falsch läge. Da auch im amerikanischen FRWT ca. 20% der Rechtshänder keinen Rechts-Ohr-Vorteil zeigen, bleibt es problematisch aus einem LOV eines Rechtshänders auf eine Rechtslateralisierung der Sprache zu schließen; hier wäre zunächst eine bilaterale Organisationsform anzunehmen.

Dichotische Hörtests sollten daher möglichst reliabel sein. Ein Test, der nicht eine ausreichende Reliabiltät aufweist, kann nicht valide sein bzw. seine Validität kann nicht nachgewiesen werden. Dies bedeutet, dass ein dichotischer Hörtest bei ungenügender Reliabilität keine Chancen hat, die Sprachlateralisation valide zu bestimmen. Bei der Entwicklung eines dichotischen Tests sind die Kriterien für die Itemkennwerte Schwierigkeit und Trennschärfe nicht völlig klar. Die Entwicklung eines dichotischen Hörtests ist aus mehreren Gründen nicht ohne weiteres mit der Entwicklung von anderen psychologischen Tests zu vergleichen. Trotzdem kann eine geeignete Itemselektion auch hier die Reliabilität des dichotischen Tests erhöhen.

Lienert & Raatz (1998) geben für die Reliabilitätskoeffizienten allgemeine Orientierungswerte vor, denen Tests entsprechen sollten. Die Höhe der Koeffizienten hängt dabei wesentlich davon ab, ob der Test als Individualtest oder lediglich zum Nachweis von Gruppendifferenzen eingesetzt werden soll. Für die Beurteilung von individuellen Differenzen legen sie einen Mindestwert von r_tt=0,7 als gerade noch ausreichend fest. Standardisierte Test sollten eine innere Konsistenz von r_tt>0,9 und eine Re- oder Paralleltestreliabilität von r_tt>0,8 aufweisen. Für die Beurteilung von Gruppendifferenzen sind bereits Tests mit einer Reliabilität von r_tt>0,5 verwendbar (Lienert & Raatz 1998, S.269, [31]) .

Durch eine Itemanalyse können homogene Items herausgefunden werden, die einerseits besonders viele Ohr-Dominanz-Punkte erzeugen und die sowohl untereinander, als auch mit dem Gesamtergebnis hoch korrelieren. Aus der Ermittlung der inneren Konsistenz der Itemserie erhält man eine Schätzung der Reliabilität der Serie aus einer einmaligen Darbietung. Bereits die Berechnung einer Split-Half-Reliabilität stellt eine Schätzung der inneren Konsistenz eines Tests dar. Eine Weiterentwicklung der Kennwerte für die innere Konsistenz ist Cronbachs-Alpha, das eine Verallgemeinerung der Split-Half-Reliabilität darstellt. Während bei der Split-Half-Reliabilität ein Test einmal in zwei Hälften aufgeteilt wird und nur diese eine Korrelation zwischen den beiden Testhälften berechnet wird, stellt Cronbachs-Alpha gewissermaßen eine Mittelwert aus allen Split-Half-Reliabilitäten dar, der sich aus der sehr großen Zahl aller möglichen Testhalbierungen (bzw. Item-Aufteilungen) des gleichen Tests ergibt.

Hypothesen

Hypothese C.3‑C.3.1: Innere Konsistenz, FW21a

H0: Die innere Konsistenz der selektierte Itemserie FW21a, liegt signifikant unter α=rtt < 0,90.

H1: Die selektierte Itemserie FW21a, weist eine innere Konsistenz von mindestens α=rt t ≥ 0,90 auf.

Methoden

Aus den Daten der gemischten klinischen Gruppe N=35 der Erhebung 1 soll durch die Berechnung der inneren Konsistenz eine Schätzung der Reliabilität der Itemserie FW21a vorgenommen werden. In die Berechnung gingen die maximal 84 Ohr-Dominanz-Punkte ein. D. h., dass die Wiederholungen eines Items in den Durchgängen statistisch wie ein unabhängiges Item behandelt wurden. Bei einem üblichen psychologischen Test wäre die wiederholte Darbietung einer Frage oder einer Aufgabe kein unabhängiges Ereignis. Die frühere Bearbeitung der Aufgabe würde selbstverständlich die wiederholte Bearbeitung der Aufgabe beeinflussen. Bei einem Wahrnehmungsexperiment sind die Effekte durch die Wiederholung jedoch kaum nachweisbar. Denkbar sind evtl. Effekte des Wahnehmungslernens (Priming), die in der durchgesehenen Literatur jedoch an keiner Stelle für den FRWT diskutiert wurden. Für LOP und ROP gab es je eine getrennte Berechnung in der jeder ipsilaterale Ohr-Dominanz-Punkt als 1 kodiert wurde und Stimulus-Dominanz-Punkte und kontralaterale Ohr-Dominanz-Punkte mit 0. Für jede Versuchsperson entstanden so jeweils zwei Folgen (Antwortvektoren für LOP und ROP) aus 0 und 1, die jede 84 Positionen lang waren. Die Berechnungen wurden in Statistika 6.0 ® mit der Prozedur "Multivariate explorative Techniken, Reliabilitäts- Item-Analyse" durchgeführt.

Ergebnisse

Die innere Konsistenz erreichte numerisch nur knapp das gesetzte Niveau von α=r_tt>0,90. Im Anhang H-02 S. 127 und H-03 S. 128 sind die Details der Itemanalyse aufgelistet.

Tabelle C-9 Innere Konsistenz FW21a

Die Unterschiedlichkeit zwischen der intendierten und der empirischen Reliabilität kann durch einen statistischen Test für Unterschiede zwischen Korrelationskoeffizienten geprüft werden. Lienert & Raatz (1998, S. 300) empfehlen, die Re-Test-reliabilität der beiden Koeffizienten durch einen t-Test zu vergleichen. Clauss & Ebner (1972, S. 246) geben alternativ eine Prüfmöglichkeit über die Prüfgröße z an, die nach einer z-Transformation (nach Fisher) möglich ist.

Eine Überprüfung der Unterschiedlichkeit der vorgegebenen intendierten Reliabilität von mindestens α=r_tt=0,90 und der beobachteten Reliabilitäten für ROP=0.89 und LOP=0.89 ergab keine signifikanten Unterschiede. Die Hypothese C.3-C.3.1, dass eine intendierte Reliabilität in der Höhe von α=r_tt=0,90 erreicht wurde, konnte somit angenommen werden.

Diskussion: Innere Konsistenz

Insgesamt zeigten sich die Kennwerte der inneren Konsistenz in einer zufriedenstellenden Höhe. In der vergleichsweise niedrigen mittleren Inter-Item-Korrelation kommt der Sachverhalt zum Ausdruck, dass längst nicht bei jedem Item, bzw. jeder Darbietung, eine Rechts-Ohr-Dominanz auftritt. Die Itemserie FW21a stellt mit den 4 Wiederholungen ein homogenes Stimulationsmaterial dar. Die guten Werte für die innere Konsistenz werden auch durch die relativ große gesamte Testlänge und durch die wiederholten Durchgänge erreicht. Dies bedeutet nach der klassischen Testtheorie, dass bei einer Selektion, etwa auf die besten 10 aus 21 Items eine entsprechende Erhöhung der Anzahl der Durchgänge erfolgen sollte, damit die Gesamtlänge des Tests konstant bleibt. Entsprechend wurde für den FW10b mit 10 Items die Anzahl der Durchgänge von 4 auf 8 erhöht.

Andererseits zeigten aber Hiscock et al. (2000, [32]) beim amerikanischen FRWT, dass sich das Ausmaß des Rechts-Ohr-Vorteils in einer Gruppe von Rechtshändern durch eine Testverlängerung im Bereich von 120 bis 480 Präsentationen nicht erhöhen ließ (von 4 auf 16 Durchgänge). Die Retestreliabilität war hoch und betrug zwischen dem 1. und 3. Durchgang r=.85. Nur bei 85 bis maximal 95% der Rechtshänder läßt sich mit dem amerikanischen FRWT ein Rechts-Ohr-Vorteil erzeugen.

Reliabilität 2: Testwiederholung bei männlichen Probanden Problemstellung

In die Kennwerte der inneren Konsistenz gehen kaum Merkmalsfluktuationen ein, da alle Messwerte einer Person zu einem Zeitpunkt erhoben werden. Die innere Konsistenz kennzeichnet deshalb eher den Test, in welchem Maße seine unterschiedlichen Teile das gleiche Merkmal erfassen. Um jedoch Hinweise über die zeitliche Stabilität der dichotischen Asymmetrie der Versuchspersonen zu erhalten, muß der Test tatsächlich in einem zeitlichen Abstand wiederholt dargeboten werden. Da es Hinweise gibt, dass sich der Lateralisierungsgrad von Hirnfunktionen bei Frauen im Hormonzyklus verändert, muss die Frage der Re-Test-Reliabilität für die Geschlechter getrennt betrachtet werden. In den nachfolgenden Zyklusstudien C.4.5 steht die Stärke der Lateralisierung zu zwei Zykluszeitpunkten im Vordergrund, also die Frage, ob die absolute Höhe der Lateralitätsindizes im Hormonzyklus schwankt. Da bei männlichen Probanden vergleichbare Einflussfaktoren nicht bekannt sind, ist zu vermuten, dass es sich bei männlichen Probanden bei der Sprachlateralisierung um ein zeitlich stabiles Merkmal handelt. Die Testwiederholung bei männlichen Probanden kann daher Auskunft geben, inwieweit der Test die Sprachlateralisierung verlässlich erfassen kann. Bei den männlichen Probanden steht somit die Ähnlichkeit der Messreihen zwischen den beiden Untersuchungszeitpunkten im Vordergrund.

Hypothesen

Hypothese C.4‑C.4.1: Korrelation bei Testwiederholung

H0: Die Lateralisierungsergebnisse zwischen den beiden Messzeitpunkte korrelieren nicht in der erforderlichen Höhe miteinander (r_tt < 0,8).

H1: Es besteht bei männlichen Probanden ein hohe und signifikante Korrelation zwischen den Kennwerten bei wiederholter Darbietung der Serie FW21a (r_tt≥ 0,8).

Abhängige Variablen sind, Lambda, Rechts-Ohr-Punkte (ROP) und Links-Ohr-Punkte (LOP). Die Prüfung der Differenz von zwei Korrelationskoeffizienten erfolgt

über die Verteilung ( t ₍α_{, f)} ) des Stichprobenfehlers (S_d) der z-transformierten Differenz ( IdI = Iz₁ - z₂I ) der Korrelationskoeffizienten r₁ und r₂ (vergleiche Clauss & Ebner 1972, S. 249 ff). Ist die Prüfgröße IdI kleiner als (t ₍α_{, f)} S_d,) so ist die Differenz der Korrelationskoeffizienten zufällig (H0 gilt). Ist IdI gleich oder größer als (t ₍α_{, f)} S_d), dann gilt H1.

Methoden

Im Abstand von ca. 2 Wochen wurde die Itemserie FW21a in 2 verschiedenen Studien Gruppen von jeweils N=14 männlichen Rechtshändern dargeboten. Die Ergebnisse der Testwiederholung wurden miteinander korreliert. Alle männlichen Gruppen waren Kontrollgruppen in den Studien über den möglichen Einfluss des Hormonzyklus auf das Lateralisierungsergebnis bei Frauen.

Ergebnisse

Da keine Zyklusabhängigkeit der Ohrpunkte beobachtet wurden (vergl. C.4.5), sind in Tabelle C-10 auch die Korrelationen der Frauen aufgeführt. Die Korrelationen der Lambda-Werte zwischen den beiden Untersuchungszeitpunkten lagen für Männer bei r = .65 und r = .67 (Tabelle C-10).

Tabelle C-10 Korrelationen bei Testwiederholung (Pearson r und Spearman R) aus den Erhebungen 2 (E2) und 3 (E3). Lam 1, Lam 2 = Korrelation der Lambda-Werte der 1. und 2. Untersuchung, LOP=Links-Ohr-Punkte, ROP=Rechts-Ohr-Punkte, einseitiges Signifikanz-Niveau p < .001=***, p < .01=**, p < .05=*, n.s. = nicht signifikant.

Tabelle C-10 Korrelationen bei Testwiederholung, FW21a, Erhebung 2 und 3.

Die Korrelationen der Ohr-Punkte lagen im Bereich von r = .62 bis r = .86. Die Rangkorrelationen (Spearmans R) fielen im allgemeinen geringer aus als die Produkt-Moment Korrelationen (Perarson r). Orientiert man sich an der Korrelation der Lambda-Werte aus E2 und E3 (r=0,65 und 0,67) so weichen beide nicht signifikant von der intendierten Korrelation von r=0,8 ab und es gilt H1 (IdI=0,32, ( t ₍α_{, f)} ) (S_d) = 0,77, IdI < (t ₍α_{, f)} S_d) —› H1).

Diskussion: Re-Test-Reliabilität

Bei männlichen Probanden zeigten sich bei Testwiederholungen im Abstand von ca. 2 Wochen durchwegs signifikante mittlere bis hohe Produkt-Moment-Korrelationen. Das empfohlene Mindestniveau einer Re-Testreliabilität für Individualtests von r_tt>0,8 wird in den Stichproben numerisch nicht in allen Parametern erreicht (Lambda, ROP, LOP), jedoch weichen die beobachteten Korrelationen nicht signifikant von der intedierten Korrelation ab.

Die Re-Test-Reliabilität anderer dichotischer Tests wie z. B. im dichotischen Konsonant-Vokal-Silben Test von Hugdahl (ohne Aufmerksamkeitsinstruktion) liegen in der Literatur bei r=0.61 (Hugdahl & Hammar 1997, [08]), r=.60 (Teng 1981, [33]) bis r=.82 (Gadea et al. 2000, [34]). Nur in Ausnahmefällen werden höhere Koeffizienten berichtet (Bryden 1988, [35], S. 25). Die bei der Serie FW21a beobachtete Re-Test-Reliabilität ist mit anderen dichotischen Tests vergleichbar, scheint aber das Niveau des amerikanischen FRWT von r = .85 in den vorliegenden Stichprobe nicht ganz zu erreichen (Wexler & Halwes (1983, [10]). Um zu einem gültigen Vergleich der Reliabilität der verschiedenen Verfahren zu kommen, sollten sich die Sprachlateralisationen in den Stichproben nicht unterscheiden. In Gruppen mit heterogener Sprachlateralisation wären höhere Reliabilitätswerte zu erwarten. Auch die beobachteten Re-Test-Reliabilitäten beim FW21a legten es nahe, die Serie auf die reliablen Items weiter zu reduzieren und diese mehrfach darzubieten.

Reliabilität 3: Testwiederholung im Hormonzyklus der Frau Problemstellung

Neben einer statischen Konzeption der Lateralisierung werden in jüngster Zeit auch Vorstellungen entwickelt, nach denen Lateralisierung etwas Veränderliches und Dynamisches bedeuten kann. Solche Theorien beziehen sich auf Veränderungen der interhemisphärischen Kooperation, aufgrund natürlicher und pathologischer Variationen in der Aktivierung der Hemisphären. So z. B. die Veränderungen der Lateralisierung im hormonellen Zyklus der Frau oder die Veränderungen der Lateralisation während psychotischer Schübe.

Von verschiedenen Autoren sind Veränderungen der Lateralisierung mit dichotischen Tests im Hormonzyklus bei Frauen untersucht worden (Hampson 1990a, [36], Hampson 1990b, [37], Hampson & Kimura 1992, [38]), u. a. auch mit dem amerikanischen FRWT (Altemus et al. 1989, [39], Alexander et al.2002, [40]). Um diese Lateralitätsänderungen im Hormonzyklus bei Frauen zu erklären, wurde zunächst eine De-Sensitivierung des D₂ Dopaminrezeptors durch Östradiol angenommen. Durch diese spezifische Interaktion mit dem Rezeptor würde sich die Aktivierung des Kortex beim Abfluten des Östradiols akzentuieren, wodurch bestehende Asymmetrien und die allgemeine Leistungsfähigkeit der Hemisphären verstärkt werden würden.

Hausmann et al. (2002, [41]) lenkten zur Erklärung zyklusabhängiger Lateralitätsveränderungen die Aufmerksamkeit auf das Progesteron. Sie nahmen an, dass Progesteron in hoher Konzentration eine Inhibition von Interneuronen bewirke, wodurch Balkenfunktionen beeinflußt würden. Zusammenfassend folgerten sie, dass Östradiol sich überwiegend auf die Amplitude lateralisierter Hirnfunktionen auswirke - also linkshemisphärische und rechtshemisphärische Funktionen gleichsinnig verstärkt oder abschwächt, während Progesteron hauptsächlich auf die Lateralität der Funktionen einen Einfluß nähme.

Für den Einsatz und die Interpretation der Testergebnisse des dichotischen Tests bei Frauen ist es wichtig zu wissen, ob die Lateralisierungsergebnisse signifikant durch

den Hormonzyklus beeinflußt werden oder nicht. Um Aspekte dieser dynamischen Lateralität zu untersuchen wurde in den Erhebungen 2 und 3 neben anderen lateralitätsdiagnostischen Verfahren auch die dichotische Itemserie FW21a eingesetzt. In einer weiteren zyklusabhängigen Untersuchung 4 wurde die Itemselektion FW10a benutzt, deren Ergebnisse getrennt berichtet werden. Der Test wurde im Abstand von ca. 2 Wochen dargeboten. Die Übereinstimmung bei Testwiederholung und die evtl. Änderung der Lateralisierungsstärke sollte daraus ermittelt werden.

Hypothesen

Hypothese C.5‑C.5.1 Lateralisierungsstärke und Hormonzyklus

H0: Die Lateralisierungsstärke der Itemserie FW21a wird nicht durch den Hormonzyklus der Frau beeinflußt (keine Mittelwertsunterschiede für λ zwischen Luteal- vs. Follikular-Phase).

H1: Die Lateralisierungsstärke der Itemserie FW21a wird durch den Hormonzyklus der Frau beeinflußt (Mittelwertsunterschiede für λ zwischen Luteal- vs. Follikular-Phase).

Methoden

Rechtshändige Frauen mit spontanem Zyklus und mit Antikonzeptiva werden entsprechend ihrer individuellen Zykluslage einmal in der frühen Follikular-Phase (Niedrig-Hormon-Phase) und in der fortgeschrittenen Luteal-Phase (Hoch-Hormon-Phase) untersucht. Zwischen diesen beiden Zeitpunkten sollten sich die Hormon-Konzentrationen maximal unterscheiden. In die Studien eingeschlossen wurden Probandinnen mit einer manifesten Zykluslänge von 25-31 Tagen (Kriterium der normalen Zykluslänge nach Rabe 1990, [42]). Nach einer Exploration der individuellen Zykluslänge wurden die Zyklen nach einem Schema auf einen 28 Tage Zyklus standardisiert, woraus die Probandinnen die ihnen entsprechenden individuellen Untersuchungstemine bzw. -abstände zugewiesen bekamen (Rabe 1990). Die Reihenfolge der beiden Untersuchungen (Hoch- vs. Niedrig-Hormon-Phase) wurde innerhalb der Probandinnen variiert. Der Abstand der beiden Untersuchungen betrug ca. 2 Wochen, richtete sich aber nach der individuellen Zyklusdauer der weiblichen Zielperson. Als Kontrollgruppen wurden den Frauengruppen männliche Kontrolgruppen zugeordnet (vergleiche Abschnitt C.4). Diese waren nach Alter und Bildungsgrad parallelisiert und wurden in den gleichen zeitlichen Abständen und unter den gleichen experimentellen Bedingungen untersucht wie die jeweilige weibliche Zielperson (gejochte Kontrollgruppen). Alle Personen waren überwiegend rechtshändig (Edinburgh Handedness Inventory, EHI, Oldfield 1971, [43]), jedoch waren in den Studien die Kriterien für Rechtshändigkeit nicht gleich streng. Die hier dargestellte Frauengruppe aus der Erhebung 2 setzt sich aus der Gruppe der Frauen mit Antikonzeptiva (Pillen-Gruppe, PG) und der Spontan-Zyklus Gruppe (SG) zusammen. Bei den Untersuchungen 3 und 4 bestanden die Frauengruppen nur aus Probandinnen mit spontanem Zyklus. Tabelle C-11 stellt die Zyklusstudien zusammen.

Tabelle C-11 Die Zyklusstudien variieren in einigen Merkmalen (Item-Serie, Untersuchungstage, Zyklus-Art und Händigkeitskriterium). SG= Spontan-Gruppe, PG=Pillen-Gruppe, rHP= rechts-Hand-Punkte im EHI, lHP=links-Hand-Punkte im EHI, BS=Bryden-Score.
Studie
Gruppe

N

Serie

Niedrig-Horm.
Follikular

Hoch-Horm.
Luteal

Zyklus-Art

Händigkeits-
Kriterium

E2s

16

FW21a

6.-7. Tag

21.-24. Tag

spontan (SG)

rHP>lHP=BS<30,EHI _LQ >0

E2p

16

FW21a

6.-7. Tag

21.-24. Tag

Pille (PG)

rHP>lHP=BS<30,EHI _LQ >0

E3

14

FW21a

6.-7. Tag

21.-24. Tag

spontan (SG)

EHI _LQ ≥ 70

E4

20

FW10a

3.-5. Tag

20.-.23. Tag

spontan (SG)

EHI _LQ ≥ 80

Tabelle C-11 Übersicht der Zyklusstudien

In allen Erhebungen wurden die Ohr-Punkte durch einen varianzanalytischen Versuchsplan, mit den beiden Faktoren Zyklusphase (follikular vs. luteal) und Ohrseite (links vs. rechts) analysiert, die jeweils als 2-gestufte Messwiederholungsfaktoren behandelt wurden.

Ergebnisse

Erhebung 2s, Spontan-Gruppe: Bei den beiden selektierten Frauengruppen aus der E2 (Spontan-Gruppe und Pillen-Gruppe) war die Serie FW21a nicht in der Lage, einen signifikanten ROV zu erzeugen, was mit großer Wahrscheinlichkeit durch ein zu schwaches Rechtshändigkeitskriterium verursacht war (Rechts-Hand-Punkte > Links-Hand-Punkte).

Tabelle C-12 Mittelwerte (MW) und Standardabweichungen (SD) für die Ohr-Dominanzpunkte. Ergebnisse der Zweifaktoriellen Varianzanalyse (Ohrseite x Zyklusphase) mit den jeweils zweifach gestuften Meßwiederholungsfaktoren Ohrseite und Zyklusphase für die Spontangruppe.
Deskriptive Statistik

Varianzanalyse

MW

SD

ROP-Folli

11,44

15,30

F (1,15)

p(F)

ROP-Lute

7,56

7,98

Ohrseite

.33

LOP-Folli

6,25

6,54

Zyklusphase

.71

LOP-Lute

8,06

9,22

Ohrs. x Zyklus

5.06

.040*

Tabelle C-12 E2s, Gruppe mit spontanem Zyklus, FW21a

Nur in der Spontan-Gruppe zeigten sich nicht-signifikante Tendenzen, die mit der Hypothese von Lateralisierungsänderungen im Hormonzyklus vereinbar waren.

Abbildung C-6 E2s, Spontan-Gruppe, 2-faktorielle Varianzanalyse (Ohrseite x Zyklusphase)

Der Faktor Ohrseite zeigte sich in der Varianzanalyse nicht als statistisch bedeutsam. Zur Follikular-Phase ergaben sich in der SG numerisch mehr ROP als LOP, die aber zu keinem der beiden Zeitpunkte sich in Einzelvergleichen signifikant voneinander unterschieden.

Erhebung 2p, Pillen-Gruppe: Die Pillen-Gruppe zeigte zur Follikular-Phase numerisch sogar einen leichten Links-Ohr-Vorteil, aber die Lateralisation änderte sich im Hormonzyklus nicht signifikant.

Tabelle C-13 Mittelwerte (MW) und Standardabweichungen (SD) für die Ohr-Dominanzpunkte. Ergebnisse der Zweifaktoriellen Varianzanalyse (Ohrseite x Zyklusphase) mit den jeweils zweifach gestuften Meßwiederholungsfaktoren Ohrseite und Zyklusphase für die Spontangruppe.
Deskriptive Statistik

Varianzanalyse

MW

SD

F (1,15)

p(F)

ROP-Folli

5,75

4,30

Hemisphäre

.17

ROP-Lute

5,69

4,35

Zyklusphase

2.78

.116

LOP-Folli

7,38

4,87

Hemis x Zyklus

.70

.417

LOP-Lute

5,56

5,92

Tabelle C-13 Pillen-Gruppe, FW21a

Abbildung C-7 E2p, 2-faktorielle Varianzanalyse (PG, Ohrseite x Zyklusphase)

Erhebung E3, Spontan-Gruppe, FW21a: Es wurde ein identisches zeitliches Untersuchungsschema wie bei E2s und E2p eingehalten, jedoch strengere Händigkeitskriterien angelegt. Der Frauengruppe wurde eine parallelisierte männliche Kontroll-Gruppe zugeordnet und die Zyklusfolge wurde als weiterer Faktor aufgenommen. Die Zyklus-Folge war in allen Studien ausbalanciert. Die beiden Untersuchungen konnten in der Sequenz luteal-follikular oder follikular-luteal erfolgen. Somit wurde eine 4 faktorielle ANOVA durchgeführt (Ohrpunkte, Zyklusphase, Zyklusfolge, Geschlecht), wiederum mit einer 2-stufigen Messwiederholung auf den beide Faktoren Zyklusphase und Ohr-Seite.

Tabelle C-14 Mittelwerte (MW) und Streuungen (SD) der Ohr-Dominanz-Punkte ROP und LOP in der Erhebung 3.
Deskriptive Statistik, Erhebung 3

Frauen Gruppe

ROP

LOP

N=14

MW

SD

MW

SD

menstruell

14,42

7,58

4,14

4,50

luteal

15,42

8,86

2,78

3,11

1. Untersuchung

13,85

5,74

4,07

4,54

2. Untersuchung

16,00

10,05

2,85

3,08

Tabelle C-14 Erhebung 3, spontan-Gruppe, Deskriptive Statistik

Nur der Faktor "Ohrvorteile" (Rechts-Ohr-Vorteil) zeigte einen signifikanten Effekt. Auch hier war das dichotische Ergebnis nicht durch die Zyklusphase oder die Reihenfolge der Untersuchungen beeinflußt. Auch zwischen den Geschlechtern ergaben sich keine signifikanten Unterschiede. Zu allen Messzeitpunkten lagen in den Gruppen hochsignifikante Rechts-Ohr-Vorteile vor.

Tabelle C-15 Die Varianzanalyse zeigte nur die Effekte des (Rechts-) Ohr-Vorteils (Faktor 4, Ohr-Seite). Die Faktoren Geschlecht und Zyklus-Folge sind zwischen-gruppen Faktoren. Die Faktoren Zyklus-Phase und Ohr-Seite sind als Messwiederholungsfaktoren deklariert.

Tabelle C-15 Erhebung 3, Spontan-Gruppe, Varianzanalyse

Abbildung C-8 Erhebung 3, Rechts-Ohre-Vorteile nach Geschlecht u. Untersuchungszeitpunkt

Tabelle C-16 Mittelwerte (λ x) und Streuungen (λ s) der Lambda-Werte zum 1. und 2. Untersuchungszeitpunkt. Lpx= Mittelwert der Links-Ohr-Punkte, Rpx Mittelwert der Rechts-Ohr-Punkte, E2-w/m=Erhebung 2 weiblich/ männlich, E3-w/m = Erhebung 3 weiblich/ männlich.
N

λ -x 1.

λ -s 1.

Lpx 1.

Rpx 1.

λ -x 2.

λ -s 2.

Lpx 2.

Rpx 2.

E2-w

48

+0.39

1.76

6.27

9.14

+0.12

1.67

5.70

6.10

E2-m

14

+1.42

1.87

4.35

15.71

+0.92

1.84

4.00

10.57

E3-w

14

+1.52

1.38

4.14

13.85

+1.65

1.56

3.14

16.07

E3-m

14

+1.38

1.24

4.42

12.85

+1.49

1.40

3.50

12.28

Tabelle C-16 Mittelwerte bei Testwiederholung, nach Geschlecht und Studie, FW21a

E4, Spontan-Gruppe: In der Erhebung E4 konnten auch mit der Item-Zusammenstellung FW10a zu beiden Messzeitpunkten hochsignifikante Rechts-Ohr-Vorteile in der Frauengruppe nachgewiesen werden, die sich jedoch nicht über den Hormonzyklus veränderten.

Deskriptive Statistik

Varianzanalyse

ROP

LOP

Faktor

F

p(F)

MW

SD

MW

SD

Zyklusph Zeitpkt

.65

.429

menstruell

16,00

12,93

2,95

2,86

Ohrvorteil

24.15

.000***

luteal

17,65

11,84

2,35

2,54

Ohrvort. x Zyklus

2.10

.164

1. Untersuchung

16,85

12,29

2,80

2,72

2. Untersuchung

16,80

12,63

2,50

2,71

Tabelle C-17 E4, Gruppe mit spontanem Zyklus, FW10a

Abbildung C-9 E4, Effekte der Zyklus-Phase x Ohr-Seite, FW10a Abbildung C-9 Mit der Serie FW10a zeigten sich nur signifikante Ohr-Effekte, die sich nicht über die Untersuchungszeitpunkte veränderten.

Haupteffekte für den Faktor Zyklusphase oder Untersuchungabfolge bestanden nicht. Signifikante Effekte des Hormonzyklus auf die Sprachlateralisierung waren somit auch mit der Serie FW10a nicht nachzuweisen.

Diskussion: Stabilität im Hormonzyklus

Von allen Gruppen zeigten die selektierten Frauengruppen (Spontan-Gruppe und Pillen-Gruppe) der Erhebung 2 die geringsten Lateralisierungen, so dass bei ihnen keine signifikante Rechts-Ohr-Vorteile nachzuweisen waren. Diese beiden Gruppen waren auch dahingehend auffällig, dass sie numerisch auch die meisten Links-Ohr-Punkte aufwiesen, während die gesamte Anzahl der Ohr-Dominanz-Punkte bei ihnen am geringsten war.

Für die Besonderheit dieser Gruppen kommt daher das schwache Kriterium für die Rechtshändigkeit in Frage. Die Händigkeit war zwar mit dem 10-Item EHI ermittelt worden, allerdings mit der Transformation in den sog. Bryden-Score. Der Bryden-Score variiert zwischen 10 für extreme Rechtshändigkeit und 50 für extreme Linkshändigkeit. Als Kriterium war ein EHI-Bryden-Score von unter 30 gewählt worden, der für einen Rechtshänder lediglich mehr Rechts-Hand-Punkte als Links-Hand-Punkte fordert. Dass dies kein geeignetes Kriterium für die Auswahl von Rechtshändern ist, wird im Abschnitt D.4.1 eingehend erörtert. Dieses schwache Kriterium war erforderlich gewesen, da sonst nicht genügend Frauen in die Studie hätten einbezogen werden können. Der Bryden-Score für die Spontan-Gruppe lag bei einem MW=17,06 (SD=4,14, min=13, max=28); das entspricht im Durchschnitt 3-4 Links-Hand-Punkten im EHI und einem LQ=65. Nur ca. 25% aller Rechtshänder haben 4 oder mehr Links-Hand-Punkte (vergleiche Abschnitt D.5.3.2 S. 80). Durch das schwache Händigkeitskriterium waren somit in den Frauengruppen der Erhebung 2 vermehrt Ambidexter mit bilateralen Sprachlateralisationsformen selektiert worden.

Die Zusammenstellung einer Frauengruppe im sexuell aktiven Alter mit einem spontanen Zyklus während ihres Studiums unterliegt noch anderen impliziten Selektionsfaktoren. Die Wahrscheinlichkeit, dass bei einer solchen Gruppe eine homosexuelle Präferenz vorliegt, ist erhöht. Tatsächlich hatte die begleitende Befragung nach Geschlechtsrollenstereotypien mit dem Bem Sex Role Inventory (BSRI, Bem 1974, [44]) sowohl für die Pillen-Gruppe als auch für die Spontan-Gruppe Werte ergeben, die als androgyn einzustufen waren. In beiden Frauengruppen bei E2 waren die Weiblichkeitswerte und die Männlichkeitswerte im BSRI gleich hoch. Über die Beziehungen des sozialen Geschlechts, wie es mit dem BSRI erfasst wird, zu Hemisphärenunterschieden berichtet Weekes (1993, [45]).

In allen Zyklusstudien (E2-E4) wurde versucht, den hormonellen Einfluß durch die Untersuchung zu bestimmten Zyklus-Tagen zu variieren. Aus finanziellen Gründen war es jedoch nicht möglich, die Hormonkonzentration direkt zu bestimmen. Hausmann et al. (2002, [41]) weisen darauf hin, dass trotz gleicher Zyklusphase deutliche Unterschiede in der tatsächliche Hormonkonzentration zwischen den Frauen bestehen können. Möglicherweise wären hormonelle Effekte nachweisbar gewesen, wenn die dichotischen Untersuchungen in Abhängigkeit von der tatsächlichen Hormokonzentration (z. B. im Speichel) hätte erfolgen können.

In den drei unabhängigen Untersuchungen mit vergleichbarem Versuchsplan konnten keine Effekte durch den weiblichen Hormonzyklus auf das Lateralisierungsergebnis im dichotischen Test nachgewiesen werden. Insgesamt kann davon ausgegangen werden, dass die individuelle Zykluslage bei Frauen keinen wesentlichen Einfluß auf das Lateralisierungsergebnis mit dem vorliegenden dichotischen Stimulusmaterial hat und daher auch die Zykluslage bei individualdiagnostischen Untersuchungen nicht berücksichtigt werden muß.

Reliabilität 4: Korrelation zu einem Paralleltest Problemstellung

Nach den oben unter C.1.2 beschriebenen Konstruktionsprinzipien wurde unter der Anleitung des Autors mit dem selben Sprecher ein zweiter Pool dichotischer Items erstellt (FW12k, Gothe 1996, [46]). Ziel war es für Kinder oder Probanden, die nicht lesen können, bildhaft darstellbare Wörter vorlegen zu können, auf die die Probanden als Reaktion zeigen können. Der Test wurde an drei Schulklassen erprobt. Daten über den Zusammenhang der Serien FW10b und FW12k lagen bisher nicht vor. An einer Gruppe gesunder Erwachsener sollte die Korrelation zwischen den beiden Tests FW10b und FW12k ermittelt werden (Parallel-Test-Reliabilität).

Hypothesen

Hypothese C.6‑C.6.1: Korrelation zum Paralleltest FW12k

H0: Die beiden unabhängig voneinander konstruierten Itemserien FW10b und FW12k korrelieren nicht miteinander.

H1: Die beiden unabhängig voneinander konstruierten Itemserien FW10b und FW12k korrelieren hoch und signifikant miteinander.

Hypothese C.6‑C.6.2: Gleichheit der Lateralisierungsstärke

H0: Die beiden Serien unterscheiden sich nicht in der Stärke ihres Lateralisierungsergebnisses.

H1: Die beiden Serien unterscheiden sich in der Stärke ihres Lateralisierungsergebnisses.

Hypothese C.6‑C.6.3: Geschlechtseffekte

H0: Die Lateralisierungsergebnisse sind unabhängig vom Geschlecht der Probanden.

H1: Die Lateralisierungsergebnisse sind abhängig vom Geschlecht der Probanden.

Methoden

Mit zwei Gruppen von N=16 männlichen und N=17 weiblichen Probanden sind beide Verfahren (FW10b, FW12k) durchgeführt worden. Ihr Alter variierte von 19 bis 31 Jahren, mit einem Mittelwert von 25 Jahren. Mehrheitlich waren es Studenten (N=28), berufstätig waren 5 Probanden. Die Händigkeit der Versuchspersonen war überwiegend rechtshändig. Bei einem engen Rechtshändigkeitskriterium von einem EHI-_LQ von mindestens +70 waren 24 Probanden rechtshändig und 9 nicht-rechtshändig.

Der Hörtest FW10b wurde entsprechend der Instruktion alleine am PC bearbeitet (Instruktion s. Anhang H-05 S. 130). Beim FW12k wurden unmittelbar nach jedem auditiven Item die Bilder vorgelegt. Der Proband konnte danach verbal oder nonverbal seine Reaktion abgeben, die dann vom Versuchsleiter in den PC eingegeben wurde (Anhang H-06, S. 130). Als weitere Variablen wurden die Händigkeit (EHI) und evtl. frühere zerebrale Erkrankungen erfragt.

Aus den Ohrpunkten wurden als abhängige Variablen die Lambda Werte (z-Lambda, Lambda) berechnet. Die unabhängigen Variablen sind Geschlecht, Reihenfolge und das dichotische Verfahren. Die Hypothese C.6-C.6.1 soll durch eine Korrelation der Lateralitätsindizes und durch Assoziationsindizes zwischen den Lateralisierungskategorien geprüft werden (Mehrfeldertafel). Hypothese C.6-C.6.2 u. Hypothese C.6-C.6.3 können durch eine 3 faktorielle MANOVA (Geschlecht x Reihenfolge x dichot. Verfahren) mit Meßwiederholung auf einem Faktor (dichot. Verfahren) getestet werden.

Ergebnisse Zusammenhang zwischen FW10b und FW12k

Die Pearson-Korrelation zwischen den λ-Werten war signifikant (p= 0,000001) und mit r=0.73 zufriedendenstellend hoch und bestätigte die Hypothese C.6-C.6.1. Wie die zeigt, wird die numerische Höhe der Korrelation wesentlich durch zwei rechtslateralisierte Probanden gestützt, die von beiden Tests erkannt worden waren. Aus den Standardmeßfehlern konnten für beide Tests die Grenzen für Bilateralität berechnet werden (vergl. Abschnitt C.2.7.2, S. 26). Bilateralität lag für FW10b in den Grenzen von -0,52 ≤λ≥ 0,52 und für FW12k -0,64 ≤λ≥ 0,64. Mit diesen Grenzen ergaben sich 3/33 Fehlklassifikationen in den Kategorien links, rechts und bilateral.

Abbildung C-10 Produkt-Moment Korrelation zwischen FW10b und FW12k (N=33) Regressionsgerade des Zusammenhanges der Lambda-Werte zwischen FW10b und FW12k für N=33 Probanden: λ-Fw12k= 0,37+0,90 (λ-FW10b). Die schwarzen horizontalen und vertikalen Linien stellen die Grenzen für die bilaterale Kategorie dar.

Das Lateralisierungsergebnis λ wurde anhand des z-Lambda-Wertes für beide Tests in die Lateralisierungsgruppen links, rechts und bilateral eingeteilt und in eine Mehrfeldertafel eingetragen (Tabelle C-18).

Tabelle C-18 Kontingenzen der Lateralitätskategorien bei FW10b und FW12k.

Tabelle C-18 Lateralisierungskategorien links, rechts, bilateral, Mehrfeldertafel

In 91% der Fälle stimmten die Zuordnungen der Versuchspersonen zu den Kategorien zwischen den beiden Tests überein. Die Assoziationskoeffizienten dieser Mehrfeldertafel waren signifikant und hoch, die Korrelationen lagen bei r=0.73 bzw. R=0.74 (Pearson Chi-Quadrat 40,30400, df=4, p ≤ ,00001, M-L Chi-Quadrat 25,26119, df=4, p =,00004, Spearman Rang-R, = 0,7449265, t=6,2169, p ≤ ,00001). Die Hypothese C.6-C.6.1 ließ sich auch auf diesem Wege statistisch bestätigen.
Stärke der Lateralisierung von FW10b und FW121k
Mit beiden Tests konnte eine signifikante Wahrnehmungs-Asymmetrie demonstriert werden, d. h. im Durchschnitt ergaben sich mehr als 12 Ohrpunkte Differenz zwischen LOP und ROP. Dies war dadurch möglich, da überwiegend stark rechtshändige Probanden untersucht worden waren. Die Tabelle C-19 faßt die deskriptiven Daten zusammen.

Tabelle C-19 Die Tabelle zeigt die deskriptiven Statistiken der beiden Paralleltests für N=33 Probanden. Se = Standard Error of Measurement, Stichprobenfehler. Unterhalb des bilateralen Bereiches von Lambda (-) liegen die Rechtslateralisierungen der Sprache, oberhalb (+) liegen die Linkslateralisierungen.
LOP

ROP

Fehler

λ -M

λ -SD

S _e

Kategoriengrenze z λ

für bilateral

FW10b

4,36

16,51

1,3

1,54

1,52

0,264

-0,52 ≤λ≥ 0,52

FW12k

4,87

19,18

0,3

1,76

1,87

0,325

-0,64 ≤λ≥ 0,64

Tabelle C-19 Mittelwerte der Ohrpunkte und λ-Werte in den Parallelformen

Ein parameterfreier Wilcoxon Test zwischen den z-Lambda-Werten der beiden Tests zeigte keinen signifikanten Unterschied in der Stärke der Lateralisierung (N=33, T=268,0000, 0,223348, p=0,823265). Auch die parametrische Überprüfung mit einem t-Test für abhängige Daten erbrachte keinen Unterschied. Die Hypothese C.6-C.6.2, dass die beiden Tests keine Unterschiede in ihrer Lateralisierungsstärke aufweisen, war beizubehalten (Tabelle C-20).

Tabelle C-20 Die z-Lambda-Werte der beiden dichotischen Tests FW10b und FW12k unterscheiden sich weder in der Höhe noch in der Variabilität.
dichotischer Test

MW

SD

N

Diff.

Stdabw.

t

FG

p

Diff.

FW10b, zlbd-10

5,82

5,74

FW12k, zlbd-12

5,41

5,74

33

0,41

4,19

0,56

32

0,576

Tabelle C-20 Lateralisierungsstärke (FW10b, FW12k), t-Test der z-Lambda-Werte

Händigkeit und Geschlecht
Die Effekte von Händigkeit und Geschlecht werden in einer getrennten Studie dargestellt, da bei der Probandengruppe C.6 bezüglich der Händigkeit nur eine geringe Variabilität vorliegt (überwiegend Rechtshänder). Wählt man als Untergrenze für Rechtshändigkeit einen Wert von EHI-_LQ = +70 (vergleiche Kap. D.5.3.2), so gab es in der Stichprobe 24 Rechtshänder und 9 Nicht-Rechtshänder. In acht Fällen wurde eine familiäre Linkshändigkeit berichtet. In vier Fällen trat die familiäre Linkshändigkeit zusammen mit Nicht-Rechtshändigkeit des Probanden auf. Im t-Test ergaben sich keine signifikanten Unterschiede in den Lambda-Werten des FW10b und FW12k zwischen den Händigkeitsgruppen. Eine einfaktorielle Varianzanalyse zeigte jedoch, dass der Faktor Lateralitätsquotient (EHI-_LQ) auch in dieser Studie einen signifikanten Einfluss auf die Lambda-Werte hatte: FW10b: F(9, 23)=2,99; p=0,02, FW12k: F(9, 23)=3,24; p=0,01 (Vergl. Abschnitt D.7 S. 93). Familiäre Linkshändigkeit und Geschlecht stellten varianzanalytisch keine signifikanten Einflussgrößen dar. Ähnlich wie in den anderen Stichproben lagen die Mittelwert der Lambda-Indizes für männliche Probanden numerisch höher als für weibliche (FW10b: λ _weibl.=1,40; λ _männl.=1,70; FW12k: λ _weibl.=1,43; λ _männl.=2,12). In der vorliegenden Stichprobe C.6 zeigte sich jedoch kein signifikanter Unterschied zwischen den Geschlechtern. Frühere Hirnerkrankungen wurden von 3 Probanden berichtet (zweimal Meningitiden, einmal Fieberkrämpfe), die varianzanalytisch jedoch keinen Einfluss auf die Lambda-Werte hatten.

Diskussion: Korrelation zum Paralleltest
Die Korrelation zwischen den Paralleltests war mit r=.73 erwartungsgemäß hoch und lag damit im Bereich der Re-Test-Reliabilität der Serie FW21a bei verschiedenen Personengruppen von r=.65 bis r=.87 (Hättig & Beier 2000, [47]). Der Einfluß des Geschlechts konnte sich nicht signifikant abzeichnen. Es besteht eine deutliche Assoziation der dichotischen Sprachlateralisation mit der Händigkeit, die sich auch in dieser Gruppe statistisch nachweisen ließ, obwohl die Zusammensetzung der Gruppe ganz überwiegend aus Rechtshändern bestand und das Merkmal "Rechtshändigkeit" kaum variierte.

Nur 2 Probanden hatten Lambda-Werte, die für eine Rechtslateralisierung sprachen. Beide dichotischen Tests haben diese Probanden übereinstimmend als rechtslateralisiert erkannt.

Validität: Übereinstimmung mit der Wada Lateralisierung
Nach der Fertigstellung der Itemserie FW10b war das Verfahren bereits 1996 in der PC Version an das Max Planck Institut für Kognitive Neurowissenschaft in Leipzig weitergeben worden, da es dort im Zusammenhang mit einer Sprach-fMRT-Untersuchung eingesetzt werden sollte. Inzwischen wurden von der Arbeitsgruppe die Ergebnisse dieser Studie vorgelegt (Hund-Georgiadis et al 2002, [50]). In der Studie wurde ein Sprach-fMRT-Paradigma (Wort-Klassifikation) und die Itemserie FW10b mit 17 Links- und 17 Rechtshändern durchgeführt. Die Übereinstimmung zwischen den beiden Verfahren betrug 97,1 %. Auch in dieser Studie zeigte sich eine deutliche Assoziation des Lateralisierungsergebnisses aus der Serie FW10b mit der Händigkeit der Probanden. Durch diese Studie liegt somit bereits ein gültiger Validitätsnachweis des dichotischen Tests FW10b mit einem aktivierenden Verfahren an gesunden Probanden mit variierender Händigkeit vor.

Die nachfolgende Untersuchung analysiert die Übereinstimmung der Serie FW21a mit dem Wada-Lateralisierungsergebnis bei epilepsiechirurgischen Kandidaten.
Problemstellung
Zur Beurteilung der Validität der Sprachlateralisierung eines dichotischen Tests ist die Orientierung am Wada-Test wesentlich problematischer, als es auf den ersten Blick erscheinen mag. Neben den notorischen Defiziten des Wada-Tests hinsichtlich seiner Standardisierung und Quantifizierung gibt es auch grundsätzliche Unterschiede in der Konzeption dessen, was unter Sprachlateralisierung in den beiden unterschiedlichen Methoden verstanden wird.
Unterschiedliche Konzepte der Sprachlateralisierung
Im dichotischen Test wird eine (Sprach-) Perzeptionsasymmetrie als Lateralisierung interpretiert. Sie stellt eine Asymmetrie im aktuellen Vollzug der Sprachwahrnehmung dar. Von dieser aktuellen perzeptuellen Lateralisierung wird auf die überdauernde funktionelle Spezialisierung (=Lateralisierung) der Hemisphären geschlossen. Im Wada-Test dagegen wird offengelegt, welche potentielle Kompensationsmöglich-

keiten das Sprachsystem aufweist, sobald größere Teile einer Hemisphäre ausfallen. Der Wada-Test prüft nicht, wie sich Lateralisierung bei zwei intakten und kooperierenden Hemisphären im Vollzug der Funktion tatsächlich herausbildet. Das wird im Nachhinein aus dem Kompensationsmuster der beiden Hemisphären erschlossen. Ob sich z. B. die wechselseitige Kompensationsfähigkeit (=Wada-Bilateralität), die sich unter der Bedingung des Ausfalles einer Hemisphäre im Wada-Test zeigte, tatsächlich auch im aktuellen Funktionsvollzug außerhalb des Wada-Tests manifestiert, ist zu bezweifeln. Die beiden Hemisphären können zwar wechselseitig kompensationsfähig sein, im aktuellen Vollzug können sie die Leistung trotzdem asymmetrisch erbringen. Dafür spricht die geringe Übereinstimmung von Wada-Test und dichotischem Test gerade in der Gruppe der Wada-bilateralen Probanden (Zatorre 1989, [13]). Während im dichotischen Test die Lateralisierung des aktuellen Funktionsvollzuges abgebildet wird, repräsentiert das Wada-Test-Ergebnis die Asymmetrie der latenten Fähigkeit zur Funktions-Kompensation. Aus dieser Sicht wäre insgesamt zu erwarten, daß auch die Ergebnisse von Sprachaktivierungsstudien (PET und fMRT) und dichotischem Test höher untereinander korrelieren, als jede dieser Methoden mit dem Wada-Test. Der Grund hierfür ist im Anteil der Individuen mit den im Wada-Test bilateralen Organisationsformen zu suchen. Ihre Lateralisierung im aktuellen Vollzug der Funktion kann aus den latenten Kompensationsmöglichkeiten, wie sie im Wada-Test sichtbar werden, kaum vorhergesagt werden. In Untersuchungsgruppen mit ausschließlich unilateralen Organisationstypen - seien sie links oder rechts - wären dagegen befriedigendere Übereinstimmungen in der Lateralitätsdiagnostik zwischen den Methoden der latenten und aktuellen Lateralisierung zu erwarten. Aus dieser Sicht stellen aktivierende Verfahren (PET, fMRT, TCSDS) für einen dichotischen Test im Prinzip geeignetere Validierungskriterien dar.
Unterschiedliche Formen der Bilateralität
Die Vorstellung, Bilateralität könne auf einem hypothetischen Kontinuum zwischen links- und und rechtshemisphärischer Sprachlateralisierung angeordnet werden, gilt sicher nur für einen Teil aller als „bilateral“ klassifizierten Personen. Kurthen et al. (1994, [48]) unterschieden 4 Organisationsformen, die im Wada-Test zur Klassifikation "bilateral" führen. (1.) Bei der interhemisphärischen Dissoziation sind einige sprachliche Teilfunktionen vollständig in der einen Hemisphäre repräsentiert, wäh-

rend andere vollständig in der anderen Hemisphäre geleistet werden. (2.) Im Falle der doppelten Repräsentation von Teilfunktionen kann jede Hemisphäre die entsprechende Teilfunktion autonom erbringen. (3.) Liegt eine partielle Repräsentation von Teilfunktionen in einer Hemisphäre vor, so kann die entsprechende Teilfunktion nur geleistet werden, wenn beide Hemisphären intakt und kooperationsfähig sind. (4.) Die unilaterale Repräsentation von Teilfunktionen stellt eine Mischform dar, in der einige Teilfunktionen bilateral repräsentiert sind, während andere unilateral (dissoziiert) repräsentiert sind. Die Annahme eines kontinuierlichen Lateralisierungsgrades, wie sie im einem Index wie Lambda zum Ausdruck kommt, setzt eigentlich eine bilaterale Organisation nach dem Muster der doppelten Repräsentation voraus. Dabei sollte die Qualität der Teilfunktion von jeder Hemisphäre alleine erbracht werden können, aber hinsichtlich der Leistungshöhe zwischen den Hemisphären eine Komplementarität bestehen. Aufgrund von eigenen kasuistischen Beobachtungen bei Patienten mit dissoziierten expressiven und rezeptiven Sprachfunktionen im Wada-Test ist zu vermuten, daß der FRWT nur die rezeptive Funktion anzeigt (Meencke, Hättig, Dehnicke & Lanksch 1998, [59]). Als entscheidende rezeptive Verarbeitungsebene ist dabei nicht schon die phonologische Entschlüsselung der Sprachlaute anzusehen, sondern erst ihre lexikalische Interpretation (lexikalischer Zugang).
Effekte von funktionellen und morphologischen Läsionen
Der Wada Test wird als invasives Verfahren praktisch ausschließlich an Probanden durchgeführt, die als chirurgische Kandidaten einen Tumor oder die als epilepsie-chirurgische Kandidaten eine fokale Epilepsie aufgrund von Läsionen der unterschiedlichsten Ätiologien haben. Die Läsionen der Patienten beeinflussen einerseits selbst die Durchführbarkeit des Wada-Tests und schmälern dadurch seine Validität. So kommt es häufig zu längeren Störungen der Wachheit während des Wada Tests, wenn das Amobarbital in die gesunde Hemisphäre injiziert wird, wenn also die lädierte Seite die Funktion alleine aufrechterhalten soll. Dieser Effekt wird noch verstärkt, wenn - wie meist üblich - die erste Injektion in die lädierte Seite erfolgt und die zweite Injektion in die gesunde Seite. Dann hat die lädierte Seite zusätzlich zu ihrer funtionellen Läsion von der vorausgegangenen Injektion (ca. 30 min früher) noch einen Amobarbital-"hang-over". Diese Effekte schränken die Verlässlichkeit der Erfassung der Sprachlateralität durch den Wada Test ein.

Daneben beeinflussen die meist unilateralen bzw. stark asymmetrischen Läsionen auch die Ergebnisse des dichotischen Tests. Der Haupteffekt einer unilateralen, insbesondere einer temporalen Läsion, besteht darin, dass bei dichotischer Stimulation, die Antwortrate vom kontraläsionalen Ohr suprimiert wird. Es ergibt sich in bezug auf die Seitigkeitseffekte ein Störungsmuster wie bei einem Neglectsyndrom. Die dichotische Stimulation stellt dabei gewissermaßen eine auditive simultane Doppelstimulation dar, wobei der Stimulus der kontraläsionalen Seite vernachlässigt wird. Ob der dichotische Test das Wada-Lateralisationsergebnis reproduzieren kann, hängt auch davon ab, wie viele Patienten mit relevanten Temporallappen-Läsionen sich in der Untersuchungsgruppe befinden. Die Effekte temporaler Läsionen werden im Abschnitt E.1 der Arbeit eingehend analysiert und diskutiert. Sie bestimmen ganz wesentlich die Interpretation und den klinischen Einsatz eines dichotischen Tests bei epilepsiechirurgischen Kandidaten. Aus dieser Sicht stellt das Wada-Lateralisierungsergebnis von Patienten mit fokalen Epilepsien keineswegs ein ideales Validierungskriterium für einen dichotischen Hörtest dar.
Hypothesen
Hypothese C.7‑C.7.1 Übereinstimmug mit der Wada-Lateralisierung, FW21a

H0: Es besteht keine signifikante Übereinstimmung zwischen der Klassifizierung der Sprachlateralität durch den Wada Test und der Klassifizierung durch die Itemserie FW21a in den Kategorien links, rechts und bilateral.

H1: Es besteht eine signifikante Übereinstimmung zwischen der Klassifizierung der Sprachlateralität durch den Wada Test und der Klassifizierung durch die Itemserie FW21a in den Kategorien links, rechts und bilateral.

Die Hypothese C.7-C.7.1 bezieht sich auf die Assoziation zwischen qualitativen Merkmale (Lateralisierungs-Kategorien) und wir daher durch eine Kontingenztafel und einen entsprechenden Chi2 -Test überprüft.

Methoden Versuchspersonen
Als klinisches Validierungskriterium sollten die Lateralisierungsergebnisse der Serie FW21a mit der Beurteilung der Sprachlateralisation aus dem Wada-Test nach den Kategorien links, rechts oder bilateral verglichen werden. Hierzu wurden N=23 Patienten der epilepsiechirurgischen Zentren Berlin (N=13, 9w, 4m) und Bonn (N=10, 5w, 5m) untersucht. Alle Versuchspersonen wurden vorher einem Screening der Hörfähigkeit für die Frequenzen 500, 1000, 2000 und 4000 Hz unterzogen.
Lateralisierungskategorien
Es wurde eine Klassifizierung der Sprachlateralisierung der Patienten in den Kategorien links, rechts und bilateral für das Wada-Testergebnis und für den Lambda-Wert des dichotischen Tests vorgenommen. Die Kategorisierung anhand des Wada-Tests erfolgt nach dem jeweils verwendeten Testprotokoll (Berliner Patienten Cleveland-Bielefeld Protokoll, Anhang H-10 S. 133, Bonner Patienten Protokoll nach Kurthen et al 1994, [48]). Für die Kategorisierung nach dem dichotischen Test kann der Lambda-Wert der rechtshändigen Kontrollgruppe N=12 herangezogen werden (Mittelwert x(λ), Streuung s(λ)). Lambda lässt sich z - transformieren, indem Lambda durch seinen Stichprobenfehler (SE) dividiert wird (zλ = /SE(λ)). Danach kann ein Konfidenzintervall für eine Linkslateralisierung angegeben werden. In den klinischen Gruppen wäre noch ein zλ Wert (bei α=0.05) von über +1,64 als Ausdruck einer Linkslateralisierung zu werten. Werte von zλ unterhalb von -1,64 sind als rechtslateralisiert zu werten, alle dazwischen liegenden als bilateral (Erhebung 1).
Ergebnisse
Die beiden Patienten mit der Wada-Diagnose „rechtslateralisiert“ wurden vom dichotischen Test richtig erkannt und lagen mit ihren z-Lambda-Werten im rechtslateralisierten Bereich (λ=-1.79 und λ=-3,69). Zwei von den drei Patienten, die aus dem Wada-Test als „bilateral“ klassifiziert worden waren, lagen jedoch nicht innerhalb des bilateralen z-Lambda. Einer wurde als linkslateralisiert und einer als rechtslateralisiert eingestuft. Insgesamt ergaben sich bei den N=23 Patienten 2 Fehlklassifikationen (91% Treffer). Tabelle C-21 fasst die deskriptiven Daten zusammen.

Tabelle C-21 Mittelwerte, Streuungen, Minimum und Maximum der λ-Werte aus den Epilepsie-chirurgischen Gruppen Wl = Wada linkslateralisiert, Wr = Wada rechtslateralisiert, Wb = Wada bilateral, D = dichotisch linkslateralisiert (ROV), Dr = dichotisch rechtslateralisiert (LOV) , Db = dichotisch bilateral.
Gruppe

N

MW

SD

Min.

Max.

Wl

Dl

Wr

Dr

Wb

Db

Berlin

13

+ 2,08

1.64

- 1.79

+ 3.89

12

11

1

1

0

1

Bonn

10

+ 1.67

2.46

- 3.69

+ 4.14

6

8

1

1

3

1

Kontr. Grp

12

+ 2.02

1.14

+ 0.15

+3.49

--

12

--

--

--

--

Tabelle C-21 Mittelwerte und Streuungen der λ-Werte (FW21a),

Tabelle C-22 Kreuztabelle, Wada-Test und dichotischer Test (FW21a)

Die Übereinstimmung der beiden Kategorisierungen war statistisch signifikant, so dass für die Hypothese C.7-C.7.1 die H1 angenommen werden konnte (Pearson Chi-Quadrat=24,74 df=4, p=0.00006, M-L Chi-Quadrat=19,16 df=4, p=0.00073).
Diskussion: Übereinstimmung mit der Wada-Lateralisierung
Im amerikanischen Test kam Zatorre (1989, [13]) ohne Angabe eines kritischen Intervalles zu einer Übereinstimmung von 94%, während die vorliegende Analyse 91% richtige Klassifikationen ergab. Die Beobachtung einer hohen prozentualen Übereinstimmung zwischen der Klassifikation des Wada-Tests und der Klassifikation durch den dichotischen Test bleibt als Validitätsnachweis unbefriedigend, da die Grund-raten in den Stichproben für die Lateralisierungskategorien des Wada-Tests sehr asymmetrisch zugunsten der Linkslateralisierung verteilt waren (N=18).

Eine Übereinstimmung in der Höhe von 91% ist vermutlich nur dem Umstand geschuldet, dass sich in den klinischen Gruppen zufällig wenige oder keine Patienten befanden, die extra-hippocampale Läsionen des Temporallappens auf der sprachdominanten Seite hatten. Für die vorliegende Studie waren die MRT Befunde jedoch nicht zugänglich, die eine detaillierte Aufschlüsselung der Läsion erlaubt hätten. Die Ergebnisse der nachfolgenden Analysen von temporo-mesialen und temporo-lateralen Läsionen unter E.1.4 S. 106 zeigten auch für die "fused words" Technik massive Läsionseffekte, sobald temporo-laterale Läsionen auf der sprachdominanten Seite vorliegen. Läsionseffekte verfälschen das Lateralisierungsergebnis des dichotischen Tests, lassen aber die Wada-Lateralisierung unberührt und mindern so prinzipiell den Grad der Übereinstimmung zwischen den beiden Verfahren.

Die Beobachtung der hohen Übereinstimmung mit dem Wada-Lateralisierungsergebnis widerspricht nicht der Möglichkeit, dass die Itemserie FW21a valide sein könnte. Als gültiger Validitätsnachweis ist jedoch der Übereinstimmung mit einem aktivierenden Verfahren, wie dem fMRT - bei gesunden Probanden - mehr Gewicht zuzusprechen. Für die Serie FW10b wurde die Validität durch Hund-Georgiadis et al (2002, [50]) in einer entsprechenden Studie nachgewiesen.