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<journal-id journal-id-type="nlm-ta">Jahrb Musikpsychol</journal-id>
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<journal-title>Jahrbuch Musikpsychologie</journal-title>
<abbrev-journal-title abbrev-type="pubmed">Jahrb. Musikpsychol.</abbrev-journal-title>
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<issn pub-type="epub">2569-5665</issn>
<publisher><publisher-name>PsychOpen</publisher-name></publisher>
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<article-id pub-id-type="publisher-id">jbdgm.255</article-id>
<article-id pub-id-type="doi">10.5964/jbdgm.255</article-id>
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<subj-group subj-group-type="heading"><subject>Research Reports</subject></subj-group>

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<subject>Data</subject>
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<article-title>Wahrnehmungsräume melodischer Varianten bei Schüler:innen: Eine multidimensionale Analyse globaler Ähnlichkeitsurteile</article-title>
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<trans-title>Perceptual Spaces of Melodic Variation in School Students: A Multidimensional Analysis of Global Similarity Judgments</trans-title>
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<alt-title alt-title-type="right-running">Wahrnehmungsräume melodischer Varianten</alt-title>
<alt-title specific-use="APA-reference-style" xml:lang="de">Wahrnehmungsräume melodischer Varianten bei Schüler:innen: Eine multidimensionale Analyse globaler Ähnlichkeitsurteile</alt-title>
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<contrib contrib-type="author" corresp="yes"><contrib-id contrib-id-type="orcid" authenticated="false">https://orcid.org/0009-0007-8156-8894</contrib-id><name name-style="western"><surname>Zarzalis</surname><given-names>Myrto</given-names></name><xref ref-type="corresp" rid="cor1">*</xref><xref ref-type="aff" rid="aff1"><sup>1</sup></xref></contrib>
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<aff id="aff1"><label>1</label><institution content-type="dept">Lehrstuhl für Musikpädagogik und -didaktik</institution>, <institution>Friedrich-Alexander-Universität Erlangen-Nürnberg (FAU)</institution>, <addr-line><city>Nürnberg</city></addr-line>, <country country="">Deutschland</country></aff>
<aff id="aff2"><label>2</label><institution>Institut für Musikwissenschaft, Musikpädagogik und Ästhetik, Staatliche Hochschule für Musik und Darstellende Kunst Stuttgart (HMDK)</institution>, <addr-line><city>Stuttgart</city></addr-line>, <country country="">Deutschland</country></aff>

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<corresp id="cor1"><label>*</label>Lehrstuhl für Musikpädagogik und -didaktik, Friedrich-Alexander-Universität Erlangen-Nürnberg, Regensburger Straße 160, 90478 Nürnberg, Deutschland. <email xlink:href="myrto.zarzalis@fau.de">myrto.zarzalis@fau.de</email></corresp>
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<pub-date date-type="pub" publication-format="electronic"><day>29</day><month>10</month><year>2026</year></pub-date>
<pub-date pub-type="collection" publication-format="electronic"><year>2026</year></pub-date>
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<permissions><copyright-year>2026</copyright-year><copyright-holder>Zarzalis, Hasselhorn &amp; Fiedler</copyright-holder><license license-type="open-access" specific-use="CC BY 4.0" xlink:href="https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/"><ali:license_ref>https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/</ali:license_ref><license-p>This is an open access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution 4.0 International License, CC BY 4.0, which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.</license-p></license></permissions>
<abstract>
<p>Die auditive Wahrnehmung musikalischer Strukturen bildet eine wesentliche Grundlage des musikalischen Verstehens. Obwohl unterschiedliche melodische Variantenarten (wie beispielsweise Sequenzierung, Dynamik oder rhythmische Varianten) musiktheoretisch kategorisiert werden können, ist bislang unzureichend geklärt, wie Menschen solche Variantenarten aufgrund ihrer wahrgenommenen Ähnlichkeit organisieren und inwiefern diese Wahrnehmungsstruktur musiktheoretischen Kategorien entspricht. Die vorliegende Studie untersuchte, ob sich aus den Ähnlichkeitsurteilen von Schüler:innen ein konsistenter Wahrnehmungsraum melodischer Variantenarten rekonstruieren lässt und welche Strukturen sich darin zeigen. Hierzu wurden Ähnlichkeitsentscheidungen von 1.336 Schüler:innen der Klassenstufen 5 bis 11 zu systematisch variierten Tonfolgen erhoben und mittels Multidimensionaler Skalierung und Clusteranalyse ausgewertet. Die Ergebnisse deuteten darauf hin, dass die wahrnehmungsseitige Organisation melodischer Ähnlichkeit in ihrer Grundstruktur Bezüge zu musiktheoretischen Differenzierungen aufwies und die Variantenarten zugleich in einem mehrdimensionalen System organisiert waren. Die erste Dimension war durch eine Trennung zeitlich-rhythmischer und tonhöhenbasierter Variantenarten gekennzeichnet, während die zweite Dimension eine Gegenüberstellung performativ-klanglicher und relational-struktureller Variantenarten erkennen ließ. Die dritte Dimension wies hingegen keine eindeutige inhaltliche Zuordnung auf. Darüber hinaus deuteten die Ergebnisse auf mögliche Expertiseabhängigkeiten bei der Strukturierung der Ähnlichkeitsurteile hin. Insgesamt bietet die Studie eine Grundlage dafür, musiktheoretische Konzepte wie musikalische Parameter im schulischen Musikunterricht stärker an wahrnehmungsbasierte Organisationsstrukturen der Schüler:innen anzubinden.</p>
</abstract><trans-abstract xml:lang="en">
<p>Auditory perception of musical structures forms an essential basis for musical understanding. Although music theory can categorize different types of melodic variation (such as sequential, dynamic, or rhythmic variation), it remains insufficiently understood how individuals organize these variations based on perceived similarity and to what extent this perceptual structure corresponds to music-theoretical categories. The present study investigated whether a consistent perceptual space of melodic variation types can be reconstructed from students’ similarity judgments and which structures emerge within this space. To this end, similarity judgments from 1,336 students in grade levels 5 to 11 were collected for systematically varied tone sequences and analyzed using multidimensional scaling and cluster analysis. The results suggested that the perceptual organization of melodic similarity was broadly related to music-theoretical distinctions, while the types of variation were simultaneously organized within a multidimensional system. The first dimension distinguished between temporal-rhythmic and pitch-based variations; the second contrasted performance-related/timbral and relational-structural variations; and the third did not permit a clear substantive interpretation. In addition, the results suggested potential expertise-related differences in the organization of similarity judgments. Overall, the study provides a basis for more closely aligning music-theoretical concepts, such as musical parameters, with students’ perceptual organization in school music education.</p></trans-abstract>
<kwd-group kwd-group-type="author"><kwd>Auditive Strukturwahrnehmung</kwd><kwd>Mental-auditive Repräsentationen</kwd><kwd>Musikalische Parameter</kwd><kwd>Musikalische Expertise</kwd><kwd>Clusteranalyse</kwd><kwd>Musikpädagogik</kwd></kwd-group>
<kwd-group kwd-group-type="translator" xml:lang="en"><kwd>auditory structure perception</kwd><kwd>mental auditory representations</kwd><kwd>musical parameters</kwd><kwd>musical expertise</kwd><kwd>cluster analysis</kwd><kwd>music education</kwd></kwd-group>
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	<sec sec-type="intro"><title/>
<p>Die Erkennung und die Verarbeitung musikalischer Strukturen sind grundlegende menschliche kognitive Fähigkeiten und Fertigkeiten, die sowohl das musikalische Verstehen als auch die ästhetische Erfahrung beeinflussen können (<xref ref-type="bibr" rid="r2">Altenmüller, 2018</xref>). Musikalische Strukturen beruhen auf der Organisation von Elementen und ihren Relationen, wobei insbesondere bei Schüler:innen interindividuelle Unterschiede in der Wahrnehmung dieser Relationen anzunehmen sind. Solche interindividuellen Unterschiede könnten dabei zu den von <xref ref-type="bibr" rid="r48">Meyer (2024)</xref> beobachteten teils stark divergierenden Beschreibungen derselben Musik durch Schüler:innen beitragen.</p>
		<p>Somit stellt sich gerade für die Gestaltung von Lehr- und Lernumgebungen die übergeordnete Frage, inwiefern die individuelle Wahrnehmung von Schüler:innen mit musiktheoretisch definierten Strukturen übereinstimmt. Während die Musiktheorie musikalische Relationen kategorial systematisiert und analytisch beschreibt, untersucht die Musikpsychologie die perzeptiven und kognitiven Prozesse, auf deren Grundlage musikalische Ereignisse als ähnlich oder verschieden wahrgenommen werden können (<xref ref-type="bibr" rid="r21">Frieler, 2018</xref>). Bislang ist jedoch nur unzureichend empirisch geklärt, wie Schüler:innen melodische Variantenarten wahrnehmungsbasiert organisieren, inwiefern sich dabei musiktheoretische Klassifikationen widerspiegeln und inwieweit sich diese Organisation über unterschiedliche Gruppen hinweg als vergleichbar erweist. Vor diesem Hintergrund untersuchte die vorliegende Studie mittels Multidimensionaler Skalierung die Dimensionen der Ähnlichkeitswahrnehmung melodischer Variantenarten und deren Vergleichbarkeit zwischen Gruppen von Schüler:innen mit unterschiedlicher musikalischer Expertise. Mittels einer Clusteranalyse wurde zudem untersucht, inwiefern sich die musiktheoretisch klassifizierten Variantenarten in der Wahrnehmung widerspiegeln.</p>
<sec><title>Stand der Forschung</title>
	<p>Die Analyse musikalischer Strukturen bildet die Grundlage sowohl musiktheoretischer Diskurse als auch musikpädagogischer Zielsetzungen. Struktur wird im Allgemeinen als ein aus Elementen nach Regeln gebautes Ordnungsgefüge verstanden (<xref ref-type="bibr" rid="r64">Struktur (allgemein), o. D.</xref>). Im musikalischen Kontext können diese Elemente beispielsweise Tonfolgen oder Pattern entsprechen, während das Ordnungsgefüge als Aspekt des Formbegriffs (etwa Lied, Periode oder Rondo) bezeichnet werden kann (<xref ref-type="bibr" rid="r39">Kühn, 2021</xref>). Konstitutiv für das in der Definition beschriebene Ordnungsgefüge ist das Prinzip der Wiederholung, durch das sich Motive manifestieren und größere Formzusammenhänge entstehen (<xref ref-type="bibr" rid="r23">Götte, 2020</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r39">Kühn, 2021</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r66">Tenzer, 2006</xref>). Für die menschliche Wahrnehmung ist dabei nicht nur die exakte Wiederholung entscheidend, sondern insbesondere das Erkennen partieller Gleichheit, also das Erkennen von Varianten (<xref ref-type="bibr" rid="r1">Ahlbäck, 2007</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r16">Deliège, 2001</xref>).</p>
<p>Musiktheoretisch wird die Variante als Abwandlung definiert, bei der einzelne Merkmale konstant bleiben, während andere verändert werden (<xref ref-type="bibr" rid="r39">Kühn, 2021</xref>). Daraus resultieren klassische Kategorisierungen, beispielsweise rhythmische, tonhöhenbasierte oder harmonische Variantenarten (<xref ref-type="bibr" rid="r17">Dress &amp; von Fischer, 2016</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r60">Schönberg, 1979</xref>). Jedoch stellt sich die Frage, inwieweit diese musiktheoretisch begründeten Klassifikationen der Variantenarten auch mit der subjektiven Hörerfahrung korrespondieren. Ähnlichkeit ist keine inhärente, objektive Eigenschaft akustischer Signale, sondern emergiert erst durch mental-auditive Repräsentationen und kognitive Organisationsprozesse (<xref ref-type="bibr" rid="r25">Hahn, 2014</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r27">Harrison et al., 2016</xref>). Unter mental-auditiven Repräsentationen werden interne, neurokognitive Abbilder externer Schallereignisse verstanden, durch die beispielsweise die in der Definition musikalischer Strukturen beschriebenen musikalischen Elemente und ihre Relationen mental dargestellt werden können.</p>
<p>Zentral für die Entstehung dieser Repräsentationen ist das Wahrnehmungsencoding im auditorischen Kortex. Neurokognitive Studien zeigten dabei unterschiedliche Aktivierungsmuster bei tonhöhen- und zeitbasierten Inhalten (<xref ref-type="bibr" rid="r42">Lappe et al., 2013</xref>, <xref ref-type="bibr" rid="r41">2016</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r55">Prince, 2014</xref>). Dementsprechend wird von einer Differenzierung ausgegangen, wonach tonhöhenbasierte und zeitliche Dimensionen unabhängig voneinander kognitiv verarbeitet werden.</p>
<p>Darüber hinaus unterliegt die Bildung mental-auditiver Repräsentationen einer Verarbeitungshierarchie, in der die Analyse elementarer Merkmale (Intensität, Tonhöhe) vor der Analyse komplexer Strukturen (wie Melodie, Harmonie oder Rhythmus) steht (<xref ref-type="bibr" rid="r8">Brattico et al., 2018</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r30">Jäncke, 2024</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r35">Koelsch &amp; Schröger, 2018</xref>). Diese Hierarchie bietet eine plausible Erklärung dafür, dass in Ähnlichkeitsurteilen performativ-klangliche Oberflächenmerkmale wie Dynamik oder Artikulation vorrangig als Entscheidungsmerkmale herangezogen werden, wohingegen abstrakte Strukturparameter wie etwa Motivik oder Harmonik seltener berücksichtigt werden (<xref ref-type="bibr" rid="r40">Lamont &amp; Dibben, 2001</xref>).</p>
<p>Zur Modellierung von Ähnlichkeitsurteilen lassen sich primär räumliche und merkmalsbasierte Ansätze unterscheiden. Räumliche Ansätze, die Ähnlichkeit als Distanz in einem psychologischen Raum konzeptualisieren (<xref ref-type="bibr" rid="r63">Shepard, 1962</xref>), wurden dahingehend kritisiert, dass ihre metrischen Annahmen kontextuelle Einflüsse, deren Bedeutung in zahlreichen Studien hervorgehoben wurde (<xref ref-type="bibr" rid="r1">Ahlbäck, 2007</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r9">Cambouropoulos, 2009</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r65">Taher et al., 2018</xref>), und asymmetrische Urteile häufig unzureichend berücksichtigen (<xref ref-type="bibr" rid="r25">Hahn, 2014</xref>). Dies führte zur Entwicklung merkmalsbasierter Ansätze wie dem Kontrastmodell (<xref ref-type="bibr" rid="r71">Tversky, 1977</xref>), das Ähnlichkeit als Funktion gewichteter gemeinsamer und unterscheidender Merkmale beschreibt. Die Relevanz räumlicher Ansätze wurde durch diese Kritik jedoch nicht grundsätzlich infrage gestellt: <xref ref-type="bibr" rid="r37">Krumhansl (1990)</xref> konnte zeigen, dass unter kontrollierten Bedingungen, etwa bei gleicher Tonalität und vergleichbarer Stimulilänge, die Ähnlichkeitsurteile annähernd symmetrisch sind und sich somit robust als Distanzen abbilden lassen. Vor diesem Hintergrund etablierte sich die Multidimensionale Skalierung (MDS) als eine geeignete Methode zur empirischen Rekonstruktion solcher Wahrnehmungsräume und ermöglichte die Identifikation zentraler Dimensionen wie Kontur und Ambitus (<xref ref-type="bibr" rid="r18">Eerola &amp; Bregman, 2007</xref>) sowie Tempo, Genre und Timbre (<xref ref-type="bibr" rid="r52">Novello et al., 2011</xref>) bei der Modellierung von Ähnlichkeitswahrnehmung.</p>
	<p>Da Ähnlichkeitsurteile maßgeblich von mental-auditiven Repräsentationen abhängen, kann musikalische Expertise (<xref ref-type="bibr" rid="r28">Hasselhorn &amp; Knigge, 2026</xref>) den Urteilsprozess beeinflussen. Expertisierung erfolgt dabei in der Regel erfahrungsbasiert. In Bezug auf Leistun<?glue?>gen im Bereich des praktischen instrumentalen bzw. vokalen Musizierens stellt eine kumulierte Übedauer eine gute Annäherung an dafür relevante Lebenserfahrung dar (<xref ref-type="bibr" rid="r24">Gruber &amp; Lehmann, 2014</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r54">Platz et al., 2014</xref>). Für Stichproben im Altersbereich von Schüler:innen werden daher häufig die Teilnahme an außerschulischem Musikunterricht und das Alter als Indikatoren für akkumulierte musikbezogene Hör- und Lernerfahrungen herangezogen, um Unterschiede in der musikalischen Expertisierung bei der Wahrnehmung melodischer Varianten näherungsweise zu operationalisieren (<xref ref-type="bibr" rid="r28">Hasselhorn &amp; Knigge, 2026</xref>). Dabei kann angenommen werden, dass sich ein möglicher Einfluss von außerschulischem Vokal- und Instrumentalunterricht in der Struktur von Ähnlichkeitsurteilen zeigt: Während der Urteilsprozess bei weniger expertisierten Hörer:innen tendenziell von Oberflächenmerkmalen wie Kontur, Tempo oder Timbre dominiert wird (<xref ref-type="bibr" rid="r40">Lamont &amp; Dibben, 2001</xref>), sind stärker expertisierte Hörer:innen zunehmend in der Lage, auch abstr<?glue?>akte strukturelle Invarianten als primäre Bewertungsgrundlage heranzuziehen (<xref ref-type="bibr" rid="r19">Eitan &amp; Granot, 2009</xref>).</p>
	<p>Ein möglicher Erklärungsansatz für diese Diskrepanz besteht darin, dass musikalische Expertisierung zu einer differenzierteren Wahrnehmung regelbasierter Abweichungen beiträgt. Zwar verfügen alle Menschen aufgrund von Mechanismen des statistischen Lernens über ein implizites Wissen hinsichtlich musikalischer Regularitäten (<xref ref-type="bibr" rid="r57">Rohrmeier &amp; Rebuschat, 2012</xref>), doch ist dieses bei musikalischen Expert:innen deutlich differenzierter ausgebildet, was sich in präziseren Erwartungshaltungen und einer effizienteren Informationsverarbeitung zeigt (<xref ref-type="bibr" rid="r4">Bonetti et al., 2022</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r75">Zhao et al., 2017</xref>). Dass Expert:innen strukturelle Invarianten im Ähnlichkeitsvergleich stärker gewichten, korrespondiert direkt mit ihren neuronal verankerten Fähigkeiten und Fertigkeiten, Abweichungen von solchen strukturellen Regelmäßigkeiten auch in komplexen musikalischen Zusammenhängen zu erkennen und für die Urteilsbildung nutzbar zu machen (<xref ref-type="bibr" rid="r4">Bonetti et al., 2022</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r72">van Zuijen et al., 2004</xref>, <xref ref-type="bibr" rid="r73">2005</xref>).</p>
	<p>Im schulischen Kontext spiegelt die curriculare Progression von der Identifikation isolierter Parameter (z.B. Klassenstufen 5/6) hin zur Analyse relationaler Strukturen (ab Klassenstufen 7/8; siehe hierzu <xref ref-type="bibr" rid="r50">Ministerium für Kultus, Jugend und Sport Baden-Württemberg, 2016</xref>) diese Entwicklung und korrespondiert mit der entwicklungsbedingten Zunahme der Arbeitsgedächtniskapazität und der Abstraktionsfähigkeit von Schüler:innen (<xref ref-type="bibr" rid="r14">Cowan, 2016</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r31">Jentschke &amp; Koelsch, 2006</xref>). Dabei kann die Verarbeitung komplexerer musikalischer Zusammenhänge auf basalen perzeptiven Fähigkeiten wie der Wahrnehmung von Tonhöhen und Tonhöhenveränderungen aufbauen, die bereits vor Beginn der Sekundarstufe ein erwachsenenähnliches Niveau erreichen (<xref ref-type="bibr" rid="r15">Degé &amp; Roden, 2018</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r69">Thompson, 2009</xref>). Inwiefern diese curriculare Progression auch mit einer entsprechenden Entwicklung der auditiven Strukturwahrnehmung einhergeht, ist jedoch offen. Empirisch-qualitative Befunde deuten darauf hin, dass Musiklehrkräfte musiktheoretische Inhalte oftmals rein terminologisch und ohne auditive Verankerung vermitteln (<xref ref-type="bibr" rid="r59">Ruf, 2024</xref>). Damit fehlt häufig eine unmittelbare Verknüpfung zwischen musiktheoretischem Begriff und auditiver Wahrnehmung.</p></sec>
<sec><title>Ziel der Studie</title>
<p>Für den schulischen Musikunterricht, in dem die Förderung des auditiven Strukturerkennens als zentrales Bildungsziel des Fachs Musik verankert ist (<xref ref-type="bibr" rid="r2">Altenmüller, 2018</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r50">Ministerium für Kultus, Jugend und Sport Baden-Württemberg, 2016</xref>), stellt sich die Frage, nach welchen Kriterien Schüler:innen melodische Varianten perzeptiv organisieren. Auf Grundlage des aktuellen Forschungsstandes wird angenommen, dass Prozesse der Ähnlichkeitswahrnehmung eine zentrale Voraussetzung für das Erkennen musikalischer Struktur bilden. Wie dargelegt, resultiert musikalische Ähnlichkeitswahrnehmung nicht ausschließlich aus objektiven Eigenschaften akustischer Ereignisse, sondern auch aus deren Verarbeitung vor dem Hintergrund individueller mentaler Repräsentationen und kognitiver Organisationsprozesse (<xref ref-type="bibr" rid="r25">Hahn, 2014</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r27">Harrison et al., 2016</xref>). Zwar existieren bereits zahlreiche Studien zur Wahrnehmung von Ähnlichkeit in den Bereichen Melodie (<xref ref-type="bibr" rid="r18">Eerola &amp; Bregman, 2007</xref>), Tonalität (<xref ref-type="bibr" rid="r36">Krumhansl, 1979</xref>) und Rhythmus (<xref ref-type="bibr" rid="r10">Cao et al., 2014</xref>) sowie zur Ähnlichkeitswahrnehmung von Melodien unter Einbezug verschiedener musikalischer Merkmale (<xref ref-type="bibr" rid="r51">Müllensiefen &amp; Frieler, 2007</xref>). Jedoch wurde bislang noch nicht empirisch untersucht, wie jene Variantenarten im Vergleich wahrnehmungsseitig organisiert werden, die explizit Gegenstand der schulischen Curricula sind. Es bleibt folglich offen, in welchem Verhältnis die musiktheoretischen Klassifikationen dieser Variantenarten zu den tatsächlichen perzeptiven Organisationsdimensionen stehen, entlang derer Schüler:innen Ähnlichkeit beurteilen.</p>
<p>Vor diesem Hintergrund untersuchte die vorliegende Studie die Wahrnehmung melodischer Variantenarten bei Schüler:innen anhand von Ähnlichkeitsurteilen zu systematisch erzeugten Varianten von Tonfolgen. Das Ziel war es, einen Wahrnehmungsraum melodischer Variantenarten zu identifizieren, dessen Struktur hinsichtlich ihrer Vergleichbarkeit zwischen Gruppen unterschiedlicher musikalischer Expertise zu prüfen und die resultierenden Gruppierungen hinsichtlich ihrer Übereinstimmung mit musiktheoretischen Kategorien zu untersuchen. Daraus ergaben sich folgende Forschungsfragen (FF):</p>
<list id="L1" list-type="bullet">
<list-item>
<p>FF1: Ergeben sich aus der Wahrnehmung von Variantenarten melodischer Tonfolgen von Schüler:innen – auch unter Berücksichtigung musikalischer Expertise – konsistente Dimensionen eines Wahrnehmungsraums?</p></list-item>
<list-item>
<p>FF2: Entsprechen die Gruppierungen (Cluster) der Variantenarten melodischer Tonfolgen im Wahrnehmungsraum musiktheoretischen Klassifikationen?</p></list-item>
</list></sec></sec>
<sec sec-type="other2"><title>Methode</title>
<sec><title>Stichprobe</title>
<p>Die Stichprobe umfasste 1.336 Schüler:innen der Klassenstufen 5 bis 11 an Gymnasien in Baden-Württemberg, die im Zeitraum von April bis Juni 2025 an der Studie teilnahmen, wobei 832 Schüler:innen der Unterstufe (Klassenstufen 5–7) und 504 der Mittel- bzw. Oberstufe (Klassen 8–11) angehörten (siehe <xref ref-type="table" rid="t1">Tabelle 1</xref>). Hinsichtlich des Geschlechts identifizierten sich 606 Schüler:innen als weiblich, 712 als männlich und 18 als divers.</p>
<table-wrap id="t1" position="anchor" orientation="portrait">
<label>Tabelle 1</label><caption><title>Verteilung der Stichprobe nach Jahrgangsstufen und außerschulischem Instrumental- oder Vokalunterricht</title></caption>
<table frame="hsides" rules="groups">
<col width="20%" align="left"/>
<col width="40%"/>
<col width="40%"/>
<thead>
<tr>
	<th rowspan="2" valign="bottom" align="left">Klassenstufe</th>
<th colspan="2" scope="colgroup">Außerschulischer Instrumental- oder Vokalunterricht<hr/></th>
</tr>
<tr>
<th scope="colgroup">ja</th>
<th>nein</th>
</tr>
</thead>
<tbody>
<tr>
<th colspan="3">Unterstufe</th>
</tr>
<tr>
<td style="indent">5</td>
<td>155</td>
<td>136</td>
</tr>
<tr>
	<td style="indent">6</td>
<td>140</td>
<td>122</td>
</tr>
<tr>
	<td style="indent">7</td>
<td>128</td>
<td>151</td>
</tr>
<tr>
<th colspan="3">Mittelstufe</th>
</tr>
<tr>
	<td style="indent">8</td>
<td>100</td>
<td>126</td>
</tr>
<tr>
	<td style="indent">9</td>
<td>40</td>
<td>86</td>
</tr>
<tr>
	<td style="indent">10</td>
<td>64</td>
<td>79</td>
</tr>
<tr>
	<td style="indent">11</td>
<td>6</td>
<td>3</td>
</tr>
<tr style="grey-border-top">
<td>Gesamt</td>
<td>633</td>
<td>703</td>
</tr>
</tbody>
</table>
<table-wrap-foot>
<p><italic>Anmerkung</italic>. Aufgrund der geringen Anzahl an Schüler:innen aus der Jahrgangsstufe 11 wurden diese der Mittelstufe zugeordnet.</p>
</table-wrap-foot>
</table-wrap></sec>
<sec><title>Ablauf der Erhebung</title>
<p>Die Studie fand im schulischen Musikunterricht während der regulären Unterrichtszeit statt. Die Datenerhebung erfolgte mithilfe der Online-Plattform SoSci Survey (Version 3.5.02; <xref ref-type="bibr" rid="r44">Leiner, 2024</xref>). Der eingesetzte Fragebogen umfasste demografische Angaben sowie 15 selbst erstellte Aufgaben zur Erfassung von Ähnlichkeitsentscheidungen, die durch zehn optionale Bonusaufgaben ergänzt wurden. Die Schüler:innen bearbeiteten die Aufgaben einzeln an Tablets oder PCs und nutzten dabei Kopfhörer. Es wurde jeweils die an der Schule vorhandene technische Ausstattung verwendet, deren Funktionsfähigkeit vor Ort von der betreuenden Lehrkraft überprüft wurde. Die gesamte Erhebung, einschließlich des technischen Aufbaus, der Instruktion und der Durchführung, dauerte pro Klasse etwa 30 Minuten.</p></sec>
<sec><title>Stimulusmaterial</title>
<p>Als Stimulusmaterial dienten fünf viertönige Tonfolgen, die zufällig aus einer bestehenden Korpusstudie (<xref ref-type="bibr" rid="r74">Zarzalis et al., 2026</xref>) zu Tonfolgen im schulischen Musikunterricht ausgewählt wurden (Positionen 4, 7, 17, 28 und 39 im Korpus; Supplement A; <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="https://osf.io/cfa83">https://osf.io/cfa83</ext-link>). Die Begrenzung auf Viertonfolgen erfolgte unter Berücksichtigung der Anforderungen an das Arbeitsgedächtnis (<xref ref-type="bibr" rid="r13">Cowan, 2001</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r21">Frieler, 2018</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r49">Miller, 1956</xref>) sowie auf Grundlage vorbereitender Erprobungen der im Rahmen dieser Studie verwendeten Triple-Vergleichsaufgaben. Für alle Tonfolgen galt ein einheitliches Grundtempo von Viertelnoten = 170 bpm.</p>
<p>Die Tonfolgen wurden mithilfe der Notationssoftware Capella (Version 10.0.6.0, <xref ref-type="bibr" rid="r32">Jungmann et al., 2024</xref>) als MIDI-Dateien realisiert und mit dem Klang „Konzertflügel“ wiedergegeben. Anschließend wurden die Stimuli als MP3-Dateien exportiert. Für jede der fünf ausgewählten Tonfolgen wurden zehn systematische Varianten (<xref ref-type="fig" rid="f1">Abbildung 1</xref>) erstellt, die sich jeweils in einem musikalischen Parameter von der Originaltonfolge unterschieden. Die Varianten betrafen artikulatorische (Staccato), dynamische (Fortissimo, Crescendo), rhythmisch-zeitliche (Punktierung, irregulärer Rhythmus, Diminution) sowie tonhöhenbasierte Merkmale (Sequenz ↑, Sequenz ↓, Umkehrung, Intervalländerung). Art und Komplexität der Varianten orientierten sich an den im Bildungsplan Baden-Württemberg ausgewiesenen musikalischen Inhalten (<xref ref-type="bibr" rid="r50">Ministerium für Kultus, Jugend und Sport Baden-Württemberg, 2016</xref>). Diese musiktheoretisch definierten Merkmale dienten ausschließlich der systematischen Konstruktion des Stimulusmaterials und stellten keine vorgegebenen Wahrnehmungs- oder Bewertungsdimensionen für die Schüler:innen dar.</p>
	
	<fig id="f1" position="anchor" fig-type="figure" orientation="portrait"><label>Abbildung 1</label><caption>
<title>Übersicht über die zehn Varianten am Beispiel der Tonfolge 121 (Position 7 im Korpus)</title></caption><graphic xlink:href="jbdgm.255-f1" position="anchor" orientation="portrait"/></fig>

</sec>
<sec><title>Aufgabenstruktur</title>
<p>Die Beurteilungsaufgabe bestand aus einer Ähnlichkeitsentscheidung im Triple-Format (siehe <xref ref-type="fig" rid="f2">Abbildung 2</xref> und Supplement B; <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="https://osf.io/cfa83">https://osf.io/cfa83</ext-link>). Den Schüler:innen wurden jeweils drei Varianten derselben Tonfolge präsentiert, aus denen sie per Klick die beiden Hörbeispiele auswählen sollten, die sie als am ähnlichsten wahrnahmen. Die Wiedergabe der Hörbeispiele innerhalb eines Triples war fremdgesteuert und erfolgte stets in derselben Präsentationsreihenfolge. Die Pausen zwischen den einzelnen Hörbeispielen wurden auf 1,5 Sekunden standardisiert, um vergleichbare Hörbedingungen zu gewährleisten.</p>
	
	<fig id="f2" position="anchor" fig-type="figure" orientation="portrait"><label>Abbildung 2</label><caption>
			<title>Aufgabenstellung für die Ähnlichkeitsbeurteilung der Triple</title><p><italic>Anmerkung</italic>. Für weitere Auszüge aus dem Fragebogen siehe Supplement B.</p></caption><graphic xlink:href="jbdgm.255-f2" position="anchor" orientation="portrait"/></fig>

	
<p>In der zentralen Beurteilungsphase bewerteten alle Schüler:innen insgesamt 15 Triples. Jede der fünf Tonfolgen erschien dabei dreimal, wobei die Zuordnung zu den Positionen 1 bis 15 randomisiert erfolgte. Nach Bearbeitung der 15 regulären Triples konnten die Schüler:innen freiwillig bis zu zwei weitere Blöcke mit jeweils fünf Triples bearbeiten. 727 Schüler:innen bearbeiteten mindestens den ersten, 380 auch den zweiten Bonusblock. Die Zuweisung der insgesamt 120 Triples pro Tonfolge erfolgte mithilfe der Urnen-Funktion von SoSci Survey (Version 3.5.02; <xref ref-type="bibr" rid="r44">Leiner, 2024</xref>), wobei für jede Tonfolge eine eigene Urne definiert wurde. Die Ziehung der Triples erfolgte ohne Zurücklegen über alle Schüler:innen hinweg, sodass eine möglichst gleichmäßige Verteilung der Triple-Konstellationen im Datensatz gewährleistet werden konnte. Sowohl die Auswahl der Tonfolge und des Triples als auch die Abfolge der Varianten innerhalb eines Triples wurden zufällig bestimmt, um Reihen- und Positionseffekte zu minimieren.</p></sec>
<sec><title>Datenanalyse</title>
<sec><title>Datenaufbereitung und Bildung der Ähnlichkeitsmaße</title>
<p>Die Datenanalysen basierten auf Ähnlichkeitsurteilen zu musikalischen Varianten, die auf der Auswahl der beiden ähnlichsten Elemente aus jeweils vorgelegten Triples beruhten. In jedem Triple wurden drei Varianten einer Tonfolge präsentiert, aus denen die Schüler:innen die beiden einander ähnlichsten Varianten auswählten. Eine einzelne Entscheidung entsprach damit der Auswahl eines von drei möglichen Variantenpaaren. In die weitere Auswertung ging jeweils das gewählte Variantenpaar ein. Die nicht gewählten Paare wurden nicht berücksichtigt.</p>
	<p>Da die Bonusaufgaben freiwillig bearbeitet wurden, wurde ihr möglicher Einfluss mittels Sensitivitätsanalyse geprüft. Dabei zeigten sich bei Ausschluss der Bonusaufgaben keine substanziellen Veränderungen der MDS-Konfiguration (Prokrustes-<italic>r</italic> = ,97; PROTEST-<italic>p</italic> &lt; ,001), sodass die bearbeiteten Bonusaufgaben in die weiteren Analysen einbezogen wurden. Über die gesamte Stichprobe hinweg wurde jedes Triple im Mittel 41,84-mal (<italic>SD</italic> = 0,80) bewertet. Die Verteilung der bearbeiteten Triples auf die Subgruppen kann <xref ref-type="table" rid="t2">Tabelle 2</xref> entnommen werden.</p>
<table-wrap id="t2" position="anchor" orientation="portrait">
<label>Tabelle 2</label><caption><title>Mittlere Anzahl der Bewertungen pro Triple in der Gesamtstichprobe und den Subgruppen</title></caption>
<table frame="hsides" rules="groups">
<col width="60%" align="left"/>
<col width="20%"/>
<col width="20%"/>
<thead>
<tr>
<th>Stichprobe</th>
<th><italic>M</italic></th>
<th><italic>SD</italic></th>
</tr>
</thead>
<tbody>
<tr>
<td>Gesamte Stichprobe</td>
<td>41,84</td>
<td>0,80</td>
</tr>
<tr>
<td>Unterstufe</td>
<td>26,26</td>
<td>2,54</td>
</tr>
<tr>
<td>Mittelstufe</td>
<td>15,58</td>
<td>2,46</td>
</tr>
<tr>
<td>Instrumentalist:innen</td>
<td>19,87</td>
<td>3,23</td>
</tr>
<tr>
<td>Nichtinstrumentalist:innen</td>
<td>21,97</td>
<td>3,21</td>
</tr>
</tbody>
</table>
</table-wrap>
<p>Zur Bildung der Proximitäten wurden die Ähnlichkeitswahlen für jedes Variantenpaar aggregiert. Da die kurzen, isolierten Tonfolgen unter kontrollierten Bedingungen und in randomisierter Reihenfolge innerhalb der Triples präsentiert wurden, wurde – gestützt durch Befunde annähernd symmetrischer Ähnlichkeitsurteile unter vergleichbaren Bedingungen (<xref ref-type="bibr" rid="r37">Krumhansl, 1990</xref>) – von einer annähernden Symmetrie der Urteile ausgegangen. Die Position der Varianten innerhalb eines Triples wurde deshalb bei der Aggregation nicht gesondert berücksichtigt. Für die weiteren Analysen wurden symmetrische Proximitätsmatrizen gebildet. Um Unterschiede in der Darbietungshäufigkeit der Paare, insbesondere zwischen den Subgruppen, zu berücksichtigen, wurden die Wahlhäufigkeiten normalisiert. Hierzu wurde die Anzahl der tatsächlichen Auswahl eines Paares durch die Anzahl der Situationen geteilt, in denen dieses Paar hätte gewählt werden können. Die resultierenden relativen Ähnlichkeitsmaße bildeten die Grundlage der nachfolgenden statistischen Analysen, die alle mit R (Version 4.5.2; <xref ref-type="bibr" rid="r56">R Core Team, 2025</xref>) durchgeführt wurden.</p></sec>
<sec><title>Prüfung der Vergleichbarkeit über die verschiedenen Tonfolgen</title>
<p>Um einen potenziellen Einfluss der fünf verschiedenen, eingesetzten Tonfolgen auf die Ähnlichkeitsbewertung ausschließen zu können, wurde zunächst deren tonfolgenübergreifende Vergleichbarkeit als Grundlage für die gemeinsame Modellierung geprüft. Hierzu wurden für jede Tonfolge zunächst separate ordinale Multidimensionale Skalierungen (MDS) auf Basis der vollständigen Stichprobe mit dem R-Paket smacof (Version 2.1.7; <xref ref-type="bibr" rid="r7">Borg et al., 2018</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r46">Mair et al., 2022</xref>) berechnet. Die Güte der tonfolgenspezifischen MDS-Lösungen wurde anhand der Stresswerte nach <xref ref-type="bibr" rid="r38">Kruskal (1964)</xref> beurteilt. Werte unter ,05 gelten in der Regel als exzellent, Werte unter ,10 als gut, wobei niedrigere Werte eine bessere Repräsentation der Disparitäten durch die Konfiguration anzeigen (<xref ref-type="bibr" rid="r6">Borg &amp; Groenen, 2005</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r38">Kruskal, 1964</xref>).</p>
<p>Die Vergleichbarkeit der tonfolgenspezifischen Lösungen wurde anschließend auf zwei Ebenen untersucht. Die Übereinstimmung der Distanzrangordnungen der tonfolgenspezifischen Lösungen wurde anhand von Spearman-Rangkorrelationen (ρ) der Disparitätsmatrizen erfasst. Werte über ,50 weisen auf einen starken Zusammenhang hin (<xref ref-type="bibr" rid="r12">Cohen, 1988</xref>), wobei höhere positive Koeffizienten auf ähnlichere Distanzrangordnungen hinweisen.</p>
<p>Die Übereinstimmung der räumlichen Konfigurationen wurde mittels Prokrustes-Analyse mit dem R-Paket vegan (Version 2.7-2; <xref ref-type="bibr" rid="r53">Oksanen et al., 2025</xref>) untersucht. Dabei wurden die Konfigurationen durch Rotation, Skalierung und Spiegelung optimal aneinander ausgerichtet. Die Prokrustes-Korrelation (<italic>r</italic>) diente als Maß der globalen Übereinstimmung. Zur Interpretation wurde das Quadrat dieses Wertes (<italic>r</italic><sup>2</sup>) als Anteil der erklärten Varianz der räumlichen Anordnung betrachtet (<xref ref-type="bibr" rid="r26">Hair et al., 2019</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r43">Legendre, 2012</xref>). Die statistische Absicherung erfolgte mittels permutationsbasierter Prokrustes-Tests (PROTEST; <italic>n</italic> = 999; <xref ref-type="bibr" rid="r43">Legendre, 2012</xref>). Ergänzend wurde der Root Mean Square Error (RMSE) zur Beschreibung verbleibender Abweichungen der Punktpositionen herangezogen, um die lokale Präzision ergänzend zur globalen Strukturgüte einzuschätzen.</p>
<p>Zur ergänzenden inferenzstatistischen Prüfung tonfolgenspezifischer Unterschiede in den Ähnlichkeitsentscheidungen wurden konditionale logistische Regressionsmodelle (<xref ref-type="bibr" rid="r47">McFadden, 1974</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r70">Train, 2009</xref>) mit dem R-Paket survival (Version 3.8-9; <xref ref-type="bibr" rid="r67">Therneau, 2026</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r68">Therneau &amp; Grambsch, 2000</xref>) geschätzt. Jede Triple-Entscheidung wurde als Auswahlsituation mit drei möglichen Variantenpaaren modelliert, wobei das gewählte Paar mit 1 und die beiden nicht gewählten Paare mit 0 kodiert wurden. Die Abhängigkeit der drei Paaralternativen wurde durch die Stratifizierung nach Auswahlsituation berücksichtigt. Wiederholte Entscheidungen derselben Person wurden durch clusterrobuste Standardfehler auf Personenebene berücksichtigt. Ein erstes Modell berücksichtigte Unterschiede in den Wahlwahrscheinlichkeiten zwischen den Variantenpaaren, während ein zweites Modell zusätzlich berücksichtigte, inwiefern diese Unterschiede von der zugrunde liegenden Tonfolge abhingen (Variantenpaar × Tonfolge). Diese Interaktion wurde mittels eines globalen clusterrobusten Wald-Tests geprüft. Die Modellgüte wurde anhand von McFaddens ρ<sup>2</sup> gegenüber einem Equal-Likelihood-Nullmodell mit einer Wahlwahrscheinlichkeit von 1/3 je Paar sowie der Veränderung zwischen beiden Modellen (Δρ<sup>2</sup>) beurteilt (<xref ref-type="bibr" rid="r47">McFadden, 1974</xref>).</p></sec>
<sec><title>Statistische Analysen</title>
<p>Zur Beantwortung von FF1 wurde auf Grundlage der aggregierten Ähnlichkeitsmaße mittels ordinaler Multidimensionaler Skalierung (MDS) untersucht, welche Dimensionen der Ähnlichkeitswahrnehmung der Variantenarten zugrunde lagen und inwiefern sich diese über Gruppen unterschiedlicher musikalischer Expertise hinweg vergleichbar darstellten. Die musiktheoretisch klassifizierten Variantenarten wurden dabei nicht als vorgegebene Dimensionen in die Modellierung einbezogen. Der Wahrnehmungsraum wurde ausschließlich auf Grundlage empirischer Ähnlichkeitsurteile rekonstruiert. Zur Bestimmung der Dimensionalität wurden für die Gesamtstichprobe ordinale MDS-Lösungen in Form gewichteter Individual Differences Scaling (INDSCAL-)Modelle mit zwei, drei und vier Dimensionen mit dem R-Paket smacof (Version 2.1.7; <xref ref-type="bibr" rid="r46">Mair et al., 2022</xref>) berechnet. Die Auswahl der Dimensionalität erfolgte anhand der Stresswerte sowie der relativen Stressreduktion zwischen den Lösungen. Die dimensionsspezifische Gewichtung berücksichtigte, dass Ähnlichkeitsurteile tonfolgeabhängig variieren können (<xref ref-type="bibr" rid="r6">Borg &amp; Groenen, 2005</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r11">Carroll &amp; Chang, 1970</xref>). Zur deskriptiven Charakterisierung des resultierenden Wahrnehmungsraums wurden die Streuung der Dimensionskoordinaten der Varianten sowie die normierten INDSCAL-Gewichte der Tonfolgen herangezogen.</p>
<p>Zur Untersuchung der Stabilität der Wahrnehmungsstruktur und ihrer Vergleichbarkeit zwischen den Subgruppen (siehe FF1) wurden separate MDS-Lösungen für die Subgruppen nach Schulstufe (Unter- vs. Mittel-/Oberstufe) sowie nach Instrumentalstatus (Schüler:innen mit vs. ohne außerschulischen Vokal- oder Instrumentalunterricht) berechnet. Die Modellpassung wurde zunächst anhand der Stresswerte beurteilt. Die globale Übereinstimmung der resultierenden Wahrnehmungsräume wurde nach Prokrustes-Ausrichtung anhand der Prokrustes-Korrelation beurteilt und mittels PROTEST (<italic>n</italic> = 999) geprüft (<xref ref-type="bibr" rid="r43">Legendre, 2012</xref>). Ergänzend wurde der RMSE herangezogen, um Abweichungen der Punktpositionen zu quantifizieren (<xref ref-type="bibr" rid="r26">Hair et al., 2019</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r43">Legendre, 2012</xref>). Zur näheren Lokalisierung möglicher Abweichungen wurden anschließend Spearman-Rangkorrelationen zwischen den korrespondierenden Dimensionskoordinaten berechnet. Unterschiede zwischen den dimensionsspezifischen Rangkorrelationen wurden mittels zweiseitiger Permutationstests (<italic>n</italic> = 10.000) geprüft, bei denen die Zuordnung der jeweils verglichenen Dimensionen innerhalb der korrespondierenden Varianten permutiert wurde. Schließlich wurden die normierten INDSCAL-Gewichte deskriptiv gegenübergestellt, um mögliche Unterschiede in der relativen Bedeutung der einzelnen Dimensionen zwischen den Subgruppen abzubilden (<xref ref-type="bibr" rid="r6">Borg &amp; Groenen, 2005</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r11">Carroll &amp; Chang, 1970</xref>).</p>
	<p>Zur Beantwortung von FF2 wurde untersucht, ob sich die Varianten auf Grundlage ihrer Positionen im dreidimensionalen Wahrnehmungsraum zu Gruppen zusammenfassen ließen und inwiefern die resultierenden Gruppierungen mit den musiktheoretisch definierten Kategorien übereinstimmten. Hierzu wurden mit dem R-Paket cluster (Version 2.1.8.1; <xref ref-type="bibr" rid="r45">Maechler et al., 2025</xref>) hierarchische Clusteranalysen auf Basis der euklidischen Distanzen zwischen den MDS-Koordinaten durchgeführt. Die Clusterbildung erfolgte mittels Average Linkage, bei dem der Abstand zwischen zwei Clustern als Mittelwert der paarweisen Distanzen ihrer Elemente bestimmt wurde. Zur Beurteilung der resultierenden Clusterbildung wurden mehrere Gütemaße herangezogen. Der cophenetische Korrelationskoeffizient (<italic>CCC</italic>) diente zur Beurteilung der strukturellen Passung der Clusterlösung, wobei Werte &gt; ,80 als Hinweis auf eine gute Repräsentation der Distanzstruktur interpretiert werden (<xref ref-type="bibr" rid="r20">Everitt et al., 2011</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r58">Romesburg, 2004</xref>). Die Trennschärfe unterschiedlicher Clusterlösungen wurde anhand des mittleren Silhouettenkoeffizienten beurteilt, wobei mittlere Silhouettenkoeffizienten von <inline-formula><mml:math id="m1"><mml:mover accent="true"><mml:mi>s</mml:mi><mml:mo>¯</mml:mo></mml:mover></mml:math></inline-formula> ≥ ,51 auf eine angemessene Clusterstruktur hinweisen (<xref ref-type="bibr" rid="r33">Kaufman &amp; Rousseeuw, 1990</xref>). Ergänzend wurden mit dem R-Paket mclust (Version 6.1.2; <xref ref-type="bibr" rid="r62">Scrucca et al., 2023</xref>) Gaussian Mixture Models als modellbasierter Ansatz zur Identifikation möglicher Gruppierungen berechnet. Die Modellauswahl erfolgte anhand des Bayesian Information Criterion (BIC; <xref ref-type="bibr" rid="r61">Schwarz, 1978</xref>). Zur Quantifizierung der Übereinstimmung der Clusterzuordnungen zwischen Gesamtstichprobe und Subgruppen sowie zwischen den Subgruppen wurde der Adjusted Rand Index (ARI; <xref ref-type="bibr" rid="r29">Hubert &amp; Arabie, 1985</xref>) herangezogen. Ein Wert von 1 entspricht einer vollständigen Übereinstimmung der Partitionen. Die resultierenden Gruppierungen wurden anschließend mit der musiktheoretischen Klassifikation der Varianten verglichen.</p></sec></sec></sec>
<sec sec-type="other3"><title>Ergebnisse</title>
<sec><title>Prüfung der Vergleichbarkeit über die verschiedenen Tonfolgen</title>
<p>Die für jede Tonfolge auf Basis der vollständigen Stichprobe separat berechneten MDS-Konfigurationen wiesen durchweg sehr niedrige Stresswerte auf (3D-Stress: <italic>M</italic> = ,02; <italic>SD</italic>&nbsp;=&nbsp;,01) und repräsentierten die Disparitäten exzellent (ausführliche Ergebnisse sind im Supplementmaterial auf OSF unter <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="https://osf.io/cfa83">https://osf.io/cfa83</ext-link> verfügbar). Auch die Korrelationen der Disparitätsmatrizen zeigten mit durchschnittlichen Spearman-ρ-Werten im hohen Bereich (ρ<sub>M</sub> = ,86; <italic>SD</italic> = ,06) eine starke Übereinstimmung der Distanzrangordnungen zwischen den Tonfolgen. Die Prokrustes-Korrelationen fielen im Mittel hoch aus (<italic>r</italic><sub>M</sub>&nbsp;=&nbsp;,93; <italic>SD</italic> = ,05). Dies entsprach einer mittleren aufgeklärten Varianz von etwa 86% und wies auf eine ausgeprägte globale Übereinstimmung der Konfigurationen hin. Die permutationsbasierten PROTEST-Analysen ergaben für alle Vergleiche signifikante Übereinstimmungen (alle <italic>p</italic> ≤ ,003). Die RMSE-Werte lagen im Mittel bei 0,31 (<italic>SD</italic> = 0,05). Dies entsprach etwa 15% der gesamten Skalenbreite und wies damit trotz hoher globaler Übereinstimmung auf moderate lokale Abweichungen zwischen den Konfigurationen hin. Insgesamt wiesen die Ergebnisse somit auf eine hohe Übereinstimmung der relativen Anordnung der Varianten über die Tonfolgen hinweg hin, bei gleichzeitig vorhandenen tonfolgenspezifischen metrischen Unterschieden.</p>
<p>Auch die konditionalen logistischen Regressionsmodelle deuteten insgesamt auf eine weitgehende Vergleichbarkeit der Ähnlichkeitsentscheidungen hin (Supplement D; <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="https://osf.io/cfa83">https://osf.io/cfa83</ext-link>). Unterschiede zwischen den Variantenpaaren trugen wesentlich zur Modellgüte bei (McFaddens ρ<sup>2</sup> = ,16). Die zusätzliche Berücksichtigung tonfolgenspezifischer Unterschiede erhöhte die Modellgüte auf ρ<sup>2</sup> = ,18 (Δρ<sup>2</sup> = ,02). Die Interaktion zwischen Variantenpaar und Tonfolge war im globalen clusterrobusten Wald-Test signifikant (<italic>p</italic> &lt; ,001). Ein vergleichbares Muster zeigte sich in allen Subgruppen. Damit zeigte sich trotz der weitgehenden geometrischen Übereinstimmung eine geringe, jedoch statistisch signifikante Tonfolgenspezifität der Ähnlichkeitsentscheidungen. Die gemeinsame Modellierung erfolgte daher mittels INDSCAL, wodurch ein gemeinsamer Wahrnehmungsraum bei gleichzeitiger tonfolgenspezifischer Gewichtung der Dimensionen modelliert wurde.</p></sec>
<sec><title>Dimensionen der Ähnlichkeitswahrnehmung und Vergleich über Subgruppen (FF1)</title>
<sec><title>Dimensionalität und inhaltliche Charakterisierung</title>
<p>Im Hinblick auf FF1 zeigte der Vergleich von MDS-Lösungen mit zwei, drei und vier Dimensionen jeweils eine Verbesserung der Modellpassung mit zunehmender Dimensionenanzahl, insbesondere von zwei auf drei Dimensionen (mittlere Stressreduktion&nbsp;=&nbsp;,05), während der zusätzliche Zugewinn durch eine vierte Dimension vergleichsweise gerin<?glue?>ger ausfiel (mittlere Stressreduktion = ,02). Dies deutete darauf hin, dass die Ähnlichkeitsurteile durch einen dreidimensionalen Wahrnehmungsraum angemessen abgebildet wurden. Für die weiteren Analysen wurde daher eine dreidimensionale Lösung gewählt, die für die Gesamtstichprobe eine gute Modellpassung aufwies (Stress = ,07).</p>
<p>Die Anordnung der Varianten im dreidimensionalen Wahrnehmungsraum deutete auf eine inhaltlich interpretierbare Differenzierung entlang der ersten beiden Dimensionen hin (<xref ref-type="fig" rid="f3">Abbildung 3</xref>).</p>
	
	<fig id="f3" position="anchor" fig-type="figure" orientation="portrait"><label>Abbildung 3</label><caption>
			<title>Zweidimensionale Projektionen der dreidimensionalen MDS-Lösung des aggregierten Wahrnehmungsraums der gesamten Stichprobe</title><p><italic>Anmerkung</italic>. Dargestellt sind die Positionen der zehn Varianten. Panel A: Dimension 1 × Dimension 2. Panel B: Dimension 1 × Dimension 3.</p></caption><graphic xlink:href="jbdgm.255-f3" position="anchor" orientation="portrait"/></fig>

	
<p>Die erste Dimension bildete eine deutliche Gegenüberstellung zwischen zeitlich-rhythmischer und tonhöhenbasierter Organisation ab, während die zweite Dimension zwischen performativ-klanglichen und relational-strukturellen Transformationen differenzierte. Die dritte Dimension ließ sich demgegenüber inhaltlich weniger eindeutig charakterisieren.</p>
<p>Die stärkste Differenzierung der Varianten zeigte sich entlang der ersten Dimension (<italic>SD</italic> = 0,54), gefolgt von der zweiten (<italic>SD</italic> = 0,36) und dritten Dimension (<italic>SD</italic> = 0,26). Die Subgruppen wichen in diesen Kennwerten nicht substanziell von der Gesamtstichprobe ab.</p>
<p>Die INDSCAL-Gewichte zeigten zugleich deskriptive Unterschiede in der tonfolgenspezifischen Bedeutung der Dimensionen. Während Dimension 1 über die Tonfolgen hinweg vergleichsweise stabil gewichtet wurde (<italic>Mdn</italic> = ,36; <italic>IQR</italic> = ,06), zeigten die Gewichte der Dimensionen 2 (<italic>Mdn</italic> = ,22; <italic>IQR</italic> = ,15) und 3 (<italic>Mdn</italic> = ,34; <italic>IQR</italic> = ,13) deutlich stärkere tonfolgenspezifische Unterschiede. Dies deutete darauf hin, dass die relative Bedeutung von Dimension 1 über die Tonfolgen hinweg vergleichsweise stabil war, während die Bedeutung der Dimensionen 2 und 3 stärker tonfolgenspezifisch variierte.</p></sec>
<sec><title>Vergleichbarkeit der Subgruppen</title>
<p>Die dreidimensionalen MDS-Lösungen wiesen auch in den Subgruppen gute bis akzeptable Modellpassungen auf (Stress = ,08 – ,10). Im Vergleich zur Gesamtlösung zeigten sich hohe Prokrustes-Korrelationen (<italic>r</italic> = ,92 – ,99; alle PROTEST-<italic>p</italic> = ,001; Supplement E; <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="https://osf.io/cfa83">https://osf.io/cfa83</ext-link>) bei RMSE-Werten zwischen 0,07 und 0,26. Insgesamt zeigte sich damit eine hohe globale Übereinstimmung der MDS-Konfigurationen über die Subgruppen hinweg.</p>
	<p>Auch im direkten Vergleich der Subgruppen (siehe <xref ref-type="fig" rid="f4">Abbildungen 4</xref> und <xref ref-type="fig" rid="f5">5</xref>) zeigte sich eine hohe Übereinstimmung (Supplement E; <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="https://osf.io/cfa83">https://osf.io/cfa83</ext-link>). Diese fiel zwischen Unter- und Mittelstufe höher aus (Prokrustes-<italic>r</italic> = ,95; RMSE = 0,19) als zwischen Instrumentalist:innen und Nichtinstrumentalist:innen (Prokrustes-<italic>r</italic> = ,88; RMSE = 0,29). Die dimensionsspezifischen Rangkorrelationen wurden ergänzend herangezogen, um die im globalen Vergleich beobachteten Abweichungen genauer zu lokalisieren (Supplement F; <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="https://osf.io/cfa83">https://osf.io/cfa83</ext-link>). Dimensionsspezifisch zeigte sich für Unter- und Mittelstufe eine hohe Übereinstimmung. Zwischen Instrumentalist:innen und Nichtinstrumentalist:innen fiel die Übereinstimmung für die ersten beiden Dimensionen ebenfalls hoch aus (D1: Spearman-ρ = ,96; D2: ρ = ,88), während sie für die dritte Dimension deutlich geringer war (D3: ρ = ,26). Der Unterschied in der Übereinstimmung zwischen der dritten und ersten Dimension war statistisch signifikant (Δρ = −0,70; <italic>p</italic> = ,02), nicht jedoch zwischen der dritten und zweiten Dimension (Δρ = −0,62; <italic>p</italic> = ,18). Diese geringere Übereinstimmung der dritten Dimension ging bei den Instrumentalist:innen mit einer abweichenden Anordnung einzelner Varianten einher, die eine zusätzliche Differenzierung zwischen eher regelmäßig und eher irregulär wirkenden Varianten erkennen ließ.</p>
	
	<fig id="f4" position="anchor" fig-type="figure" orientation="portrait"><label>Abbildung 4</label><caption>
			<title>Zweidimensionale Projektionen der dreidimensionalen MDS-Lösung des aggregierten Wahrnehmungsraums im Vergleich Unter- zu Mittelstufe</title><p><italic>Anmerkung</italic>. Dargestellt sind die Positionen der zehn Varianten. Panel A: Dimension 1 × Dimension 2. Panel B: Dimension 1 × Dimension 3.</p></caption><graphic xlink:href="jbdgm.255-f4" position="anchor" orientation="portrait"/></fig>

	
	<fig id="f5" position="anchor" fig-type="figure" orientation="portrait"><label>Abbildung 5</label><caption>
			<title>Zweidimensionale Projektionen der dreidimensionalen MDS-Lösung des aggregierten Wahrnehmungsraums im Vergleich Instrumentalist:innen zu Nichtinstrumentalist:innen</title><p><italic>Anmerkung</italic>. Dargestellt sind die Positionen der zehn Varianten. Panel A: Dimension 1 × Dimension 2. Panel B: Dimension 1 × Dimension 3.</p></caption><graphic xlink:href="jbdgm.255-f5" position="anchor" orientation="portrait"/></fig>

	
<p>Die INDSCAL-Gewichte zeigten deskriptiv über die Subgruppen hinweg eine weitgehend vergleichbare Gewichtung der Dimensionen (Supplement G; <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="https://osf.io/cfa83">https://osf.io/cfa83</ext-link>). Dimension 2 wies in allen Subgruppen die geringsten medianen Gewichte auf, während die Dimensionen 1 und 3 tendenziell stärker gewichtet wurden. Insgesamt sprachen die Ergebnisse für einen dreidimensionalen Wahrnehmungsraum, dessen globale Anordnung über Schulstufen und Instrumentalstatus hinweg weitgehend vergleichbar war. Unterschiede zeigten sich zwischen Instrumentalist:innen und Nichtinstrumentalist:innen in der dritten, inhaltlich weniger eindeutig bestimmbaren Dimension.</p>
</sec></sec>
<sec><title>Gruppierung der Varianten (FF2)</title>
<p>Zur Identifikation möglicher Gruppierungen der Varianten ergaben hierarchische Clusteranalysen (Supplement H; <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="https://osf.io/cfa83">https://osf.io/cfa83</ext-link>) über die Gesamtstichprobe und die Subgruppen hinweg hohe cophenetische Korrelationskoeffizienten (Gesamtstichprobe: <italic>r</italic>&nbsp;=&nbsp;,88; Subgruppen: <italic>r</italic><sub>M</sub> = ,89; <italic>SD</italic> = ,04). Die hohen Koeffizienten zeigten, dass die Dendrogramme die zugrunde liegenden Distanzen des dreidimensionalen Wahrnehmungsraums gut bewahrten. Die höchsten Silhouettenkoeffizienten ergaben sowohl für die Gesamtstichprobe als auch für alle Subgruppen eine konsistente Dreiclusterlösung (<italic>k</italic>&nbsp;=&nbsp;3). Die Silhouettenwerte lagen zwischen ,47 und ,54 (<inline-formula><mml:math id="m2"><mml:mover accent="true"><mml:mi>s</mml:mi><mml:mo>¯</mml:mo></mml:mover></mml:math></inline-formula><sub>M</sub> = ,51; <italic>SD</italic> = ,02). Während in allen Gruppen mit Ausnahme der Mittelstufe Werte bei mindestens <inline-formula><mml:math id="m3"><mml:mover accent="true"><mml:mi>s</mml:mi><mml:mo>¯</mml:mo></mml:mover></mml:math></inline-formula> = ,51 auf eine angemessene Clusterstruktur hinwiesen, deutete der Wert für die Mittelstufe mit <inline-formula><mml:math id="m4"><mml:mover accent="true"><mml:mi>s</mml:mi><mml:mo>¯</mml:mo></mml:mover></mml:math></inline-formula>&nbsp;=&nbsp;,47 auf eine etwas schwächere, aber weiterhin vorhandene Dreiclusterstruktur hin. Die Gaussian Mixture Models stützten diese Struktur ebenfalls, da in sämtlichen Subgruppen die beste Modellanpassung für <italic>k</italic> = 3 erzielt wurde. Für die paarweisen Vergleiche der Clusterzuordnungen zwischen den Stichproben betrug der Adjusted Rand Index (ARI) bei <italic>k</italic> = 3 durchgängig 1,00. Damit stimmten die aus den hierarchischen Clusteranalysen hervorgegangenen Partitionen sowohl zwischen den Teilstichproben als auch im Vergleich zur Gesamtstichprobe vollständig überein, wobei die Varianten jeweils dieselbe Dreiclusterpartition bildeten. Die resultierende Dreiclusterlösung und die Zuordnung der Varianten sind in <xref ref-type="table" rid="t3">Tabelle 3</xref> dargestellt. Die empirisch ermittelten Gruppierungen wurden anschließend mit der musiktheoretischen Klassifikation der Varianten verglichen. Dabei zeigte sich eine inhaltliche Entsprechung: Cluster 1 umfasste die oberflächenbezogenen Varianten, Cluster 2 die tonhöhenbasierten Varianten und Cluster 3 die zeitlich-rhythmischen Varianten. Die empirische Gruppierung spiegelte damit die musiktheoretische Klassifikation der Varianten wider.</p>
<table-wrap id="t3" position="anchor" orientation="portrait">
<label>Tabelle 3</label><caption><title>Zuordnung der Varianten zu den identifizierten Clustern</title></caption>
<table frame="hsides" rules="groups">
<col width="30%" align="left"/>
	<col width="35%" align="left"/>
	<col width="35%" align="left"/>
<thead>
<tr>
	<th align="left">Cluster 1</th>
	<th align="left">Cluster 2</th>
	<th align="left">Cluster 3</th>
</tr>
</thead>
<tbody>
<tr>
	<td align="left">•	Fortissimo<break/>•	Crescendo<break/>•	Staccato</td>
	<td align="left">•	Sequenz ↑<break/>•	Sequenz ↓<break/>•	Umkehrung<break/>•	Intervalländerung</td>
	<td align="left">•	Diminution<break/>•	Irregulärer Rhythmus<break/>•	Punktierung</td>
</tr>
</tbody>
</table>
<table-wrap-foot>
<p><italic>Anmerkung</italic>. Die Tabelle zeigt die inhaltliche Zuordnung der musikalischen Varianten zu den drei identifizierten Clustern auf Grundlage der hierarchischen Clusteranalyse und der Gaussian Mixture Models.</p>
</table-wrap-foot>
</table-wrap></sec></sec>
<sec sec-type="other4"><title>Diskussion</title>
	<p>Die vorliegende Studie zielte darauf ab, einen konsistenten Wahrnehmungsraum melodischer Variantenarten bei Schüler:innen zu identifizieren, dessen Vergleichbarkeit zwischen Gruppen unterschiedlicher musikalischer Expertise zu prüfen und die resultierenden Gruppierungen hinsichtlich ihrer Übereinstimmung mit musiktheoretischen Klassifikationen einzuordnen. Im Hinblick auf die Frage, ob sich auch unter Berücksichtigung von musikalischen Expertiseunterschieden ein konsistenter Wahrnehmungsraum finden lässt, sprechen die Befunde zunächst für einen stabilen dreidimensionalen Wahrnehmungsraum melodischer Variantenarten. Die erste und zugleich stabilste Dimensi<?glue?>on<?glue?>sachse verweist dabei auf eine grundlegende Unterscheidung zwischen zeitlich-rhythmischer und tonhöhenbasierter Organisation melodischer Variantenarten. Damit scheint für die Wahrnehmung melodischer Ähnlichkeit insbesondere die Unterscheidung zwischen zeitlich-rhythmischen und tonhöhenbasierten Strukturmerkmalen zentral zu sein. Dieses Ergebnis steht im Einklang mit empirischen Befunden, nach denen zeitliche und tonhöhenbasierte Parameter zentrale und teilweise differenziert verarbeitete Organisationsdimensionen musikalischer Wahrnehmung darstellen (<xref ref-type="bibr" rid="r42">Lappe et al., 2013</xref>, <xref ref-type="bibr" rid="r41">2016</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r55">Prince, 2014</xref>).</p>
<p>Entlang der zweiten Dimension zeigt sich insbesondere eine Gegenüberstellung dynamischer und artikulatorischer Veränderungen einerseits und stärker relational-struktureller Transformationen, etwa intervall- und sequenzbezogener Variantenarten, ande<?glue?>rerseits. Diese Anordnung könnte auf Unterschiede zwischen Veränderungen der klanglichen Realisierung und Eingriffen in relationale Strukturmerkmale hinweisen. Zudem sind diese Unterschiede anschlussfähig an Ansätze hierarchischer Musikverarbeitung, nach denen elementare akustische Eigenschaften früh verarbeitet, während komplexere strukturelle Relationen erst in späteren, aufmerksamkeitsabhängigen Stufen integriert werden (<xref ref-type="bibr" rid="r8">Brattico et al., 2018</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r30">Jäncke, 2024</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r34">Koelsch, 2011</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r35">Koelsch &amp; Schröger, 2018</xref>).</p>
	<p>Die dritte Dimension verweist demgegenüber weniger auf eine klar umrissene eigenständige Organisationslogik als vielmehr auf residuale und stärker tonfolgenabhängige perzeptive Einflüsse. Die vergleichsweise geringe Streuung der Varianten entlang dieser Achse könnte darauf hindeuten, dass sich die Ähnlichkeitsurteile hier weniger deutlich voneinander unterscheiden. Die zusätzliche Reduktion des Stresswertes beim Übergang zur vierdimensionalen Lösung könnte auch darauf hindeuten, dass über die ersten beiden dominanten Dimensionsachsen hinaus weitere, inhaltlich weniger eindeutig bündelbare Einflussfaktoren wirksam sind, die sich in der dritten Dimension überlagern. Zugleich weist die hohe Streuung der INDSCAL-Gewichte darauf hin, dass die relative Bedeutung dieser Dimension zwischen den Tonfolgen stärker variiert. Dies könnte auf tonfolgenspezifische Kontexteinflüsse zurückzuführen sein und steht im Einklang mit bisherigen Studien, die die Bedeutung des Kontexts für Ähnlichkeitsurteile hervorheben (<xref ref-type="bibr" rid="r1">Ahlbäck, 2007</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r9">Cambouropoulos, 2009</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r65">Taher et al., 2018</xref>). Hinsichtlich expertiseabhängiger Unterschiede zeigt sich die identifizierte Wahrnehmungsstruktur als weitgehend stabil. Sowohl zwischen Unter- und Mittelstufe als auch zwischen Instrumentalist:innen und Nicht<?glue?>in<?glue?>strumentalist:innen blieben die ersten beiden Dimensionsachsen in ihrer grundlegenden Ausrichtung weitgehend erhalten.</p>
	<p>Unterschiede in Abhängigkeit vom Expertisierungsgrad deuteten sich vor allem entlang der dritten Dimension an. Die ausbleibenden Unterschiede auf der zweiten Dimen<?glue?>sionsachse sind dabei vor dem Hintergrund früherer Studien zu betrachten, die bei musikalisch expertisierteren Personen eine stärkere Sensitivität gegenüber komplexeren strukturellen Relationen nahelegen (<xref ref-type="bibr" rid="r4">Bonetti et al., 2022</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r19">Eitan &amp; Granot, 2009</xref>). Eine mögliche Erklärung könnte darin liegen, dass auch Nichtinstrumentalist:innen bereits über grundlegende, durch implizites musikalisches Lernen erworbene Strukturierungsstrategien verfügen, die für die Verarbeitung vergleichsweise kurzer Tonfolgen weitgehend ausreichen. Zusätzliche, durch Instrumentalunterricht erworbene Differenzierungsvorteile würden unter diesen relativ einfachen Wahrnehmungsbedingungen daher nur begrenzt sichtbar.</p>
	<p>Während sich bei den Nichtinstrumentalist:innen in dieser Dimension keine klar abgrenzbare inhaltliche Ordnung erkennen lässt, zeigen sich bei den Instrumentalist:innen Hinweise auf eine Differenzierung zwischen eher in sich regelhaft aufgebauten und eher unregelmäßigen Variantenarten. Diese Interpretation ist anschlussfähig an Befunde, wonach musikalische Expertise mit differenzierteren auditiven Erwartungsmodellen sowie einer erhöhten Sensitivität gegenüber Regelverletzungen einhergeht (<xref ref-type="bibr" rid="r4">Bonetti et al., 2022</xref>, <xref ref-type="bibr" rid="r3">2024</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r72">van Zuijen et al., 2004</xref>, <xref ref-type="bibr" rid="r73">2005</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r75">Zhao et al., 2017</xref>). In Bezug auf den Expertisierungsgrad deuten diese Befunde insgesamt darauf hin, dass unter den hier untersuchten Stimulusbedingungen außerunterrichtlicher Instrumental- oder Vokalunterricht weniger mit Unterschieden in den grundlegenden Dimensionsachsen melodischer Ähnlichkeitswahrnehmung als mit subtileren Unterschieden in der Gewichtung einzelner Varianten verbunden ist.</p>
<p>Zwischen Unter- und Mittelstufe zeigten sich auf allen drei Dimensionsachsen keine strukturellen Unterschiede. Besonders hervorzuheben ist dieser Befund vor dem Hintergrund entwicklungspsychologischer Ansätze, die eine altersbedingte Zunahme der Arbeitsgedächtniskapazität und des Abstraktionsvermögens nahelegen (<xref ref-type="bibr" rid="r14">Cowan, 2016</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r31">Jentschke &amp; Koelsch, 2006</xref>), was die Integration größerer Informationsmengen sowie differenziertere strukturelle Analysen begünstigen kann. Auch der Musikunterricht im baden-württembergischen Bildungsplan ist spiralcurricular angelegt und sieht eine sukzessive Ausdifferenzierung musiktheoretischer Inhalte vor (<xref ref-type="bibr" rid="r50">Ministerium für Kultus, Jugend und Sport Baden-Württemberg, 2016</xref>). Das Ausbleiben entsprechender Unterschiede könnte darauf hindeuten, dass die für die vorliegenden Stimuli und die Aufgabenkomplexität relevanten Wahrnehmungs- und Organisationsprozesse bereits in der Unterstufe weitgehend ausgebildet sind (<xref ref-type="bibr" rid="r15">Degé &amp; Roden, 2018</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="r69">Thompson, 2009</xref>). Zugleich könnte dies darauf hindeuten, dass die im schulischen Verlauf zunehmende Auseinandersetzung mit musiktheoretischen Inhalten nicht unmittelbar mit Veränderungen in der Organisati<?glue?>on von Ähnlichkeitsurteilen einhergeht. Eine mögliche Erklärung könnte darin liegen, dass explizites musiktheoretisches Wissen im schulischen Musikunterricht nur begrenzt mit mental-auditiven Repräsentationen verknüpft wird (<xref ref-type="bibr" rid="r59">Ruf, 2024</xref>) und sich eine zunehmende musiktheoretische Differenzierung daher nicht unmittelbar in der Organisation wahrgenommener Ähnlichkeit widerspiegelt.</p>
<p>Im Hinblick auf die Frage, ob sich aus dem gefundenen Wahrnehmungsraum musiktheoretisch begründete Cluster der Varianten bilden lassen, legt die über verschiedene Verfahren hinweg gestützte Dreiclusterlösung nahe, dass sich musiktheoretische Differenzierungen melodischer Variantenarten auch in der Wahrnehmung der Schüler:innen abbilden. Die identifizierten Cluster lassen sich oberflächenbezogenen, tonhöhenbasierten sowie rhythmisch-zeitlichen Variantenarten zuordnen. Die Ergebnisse weisen damit auf eine Übereinstimmung zwischen den empirisch ermittelten Gruppierungen und den musiktheoretischen Klassifikationen hin, wobei die Variantenarten zugleich innerhalb eines mehrdimensionalen Wahrnehmungsraums angeordnet sind.</p>
<sec><title>Limitationen</title>
<p>Bei der Interpretation der Ergebnisse sind einige Limitationen zu berücksichtigen, die insbesondere die Gestaltung der Stimuli, die Auswertung der Ähnlichkeitsurteile sowie die Interpretation des resultierenden Wahrnehmungsraums betreffen.</p>
<p>Eine Einschränkung betrifft die Auswahl und Gestaltung der Stimuli. Die verwendeten Tonfolgen waren bewusst kurz und vergleichsweise einfach gehalten und deckten hinsichtlich des Tonmaterials sowie der Ausprägung der Varianten nur einen begrenzten Ausschnitt möglicher musikalischer Gestaltungen ab. Die Varianten wurden zwar systematisch für alle Tonfolgen erstellt, repräsentierten jedoch jeweils einzelne musikalische Merkmale. Kombinationen mehrerer Variantenarten wurden nicht untersucht. Der resultierende Wahrnehmungsraum ist daher zunächst auf diesen Stimulusbereich bezogen und bildet möglicherweise nicht die gesamte Differenziertheit ab, die sich bei einem breiteren oder komplexeren Stimulusmaterial ergeben könnte. Dies ist vermutlich insbesondere für die zweite und dritte Dimension relevant, entlang der die Varianten eine geringere Streuung aufweisen. Auch die ausbleibenden Unterschiede zwischen Unter- und Mittelstufe sind vor diesem Hintergrund vorsichtig zu interpretieren. Es ist nicht auszuschließen, dass die begrenzte Komplexität der Tonfolgen sowie die moderate Ausprägung und Spannbreite der Varianten feinere Differenzierungen des Wahrnehmungsraums und mögliche schulstufenbezogene Unterschiede weniger deutlich hervortreten ließen. Die Begrenzung der Stimuluskomplexität erfolgte bewusst mit Blick auf die Zielgruppe und die Durchführbarkeit des Tripleparadigmas. Die vorliegenden Ergebnisse sind daher als Ausgangspunkt für eine weiterführende Prüfung des Wahrnehmungsraums unter erweiterten Stimulusbedingungen zu verstehen. Zukünftige Studien sollten gezielt prüfen, ob sich die identifizierten Dimensionen bei längeren und komplexeren Tonfolgen sowie einer größeren Spannbreite und stärkeren Ausprägung der Varianten deutlicher differenzieren und inwiefern sich die Befunde unter diesen Bedingungen bestätigen.</p>
<p>Eine weitere Einschränkung betrifft die Aggregation der im Tripleparadigma erhobenen Ähnlichkeitsentscheidungen zu Proximitäten. Zwar wurde durch die ausgewogene Präsentation der Triple-Konstellationen sichergestellt, dass unterschiedliche Vergleichskontexte gleichgewichtet in die resultierenden Proximitäten eingingen. Durch die Aggregation bildet die MDS jedoch ausschließlich die über diese Kontexte hinweg resultierende globale Ähnlichkeitsstruktur ab. Sie erlaubt daher keine Aussage darüber, ob und inwiefern einzelne Paarentscheidungen von der jeweils dritten präsentierten Variante abhingen. Die vorliegenden Ergebnisse beziehen sich somit auf die über die Vergleichskontex<?glue?>te aggregierte Wahrnehmungsstruktur der Variantenarten. Zukünftige Untersuchungen sollten deshalb die Modellierung des Wahrnehmungsraums erweitern, indem die jeweils dritte Variante explizit berücksichtigt wird, um neben der globalen Ähnlichkeitsstruktur auch mögliche kontextabhängige Unterschiede in den Ähnlichkeitsurteilen und der relativen Salienz der Varianten abzubilden.</p>
<p>Eine weitere Einschränkung betrifft die inhaltliche Interpretation der Dimensionen des Wahrnehmungsraums. Die mittels MDS identifizierten Achsen sind nicht als musikalische Merkmalsdimensionen im musiktheoretischen Sinne zu verstehen, sondern ergeben sich aus der räumlichen Repräsentation der Ähnlichkeitsurteile. Entsprechend können sich entlang einer Achse Variantenarten gegenüberstehen, die musiktheoretisch unabhängige bzw. orthogonale Merkmale betreffen, wie etwa Rhythmus und Tonhöhe. Eine solche Gegenüberstellung ist daher nicht als musikalisches Kontinuum zwischen Rhythmus und Tonhöhe zu interpretieren, sondern als empirisch resultierende Trennung innerhalb der Ähnlichkeitsurteile der Schüler:innen. Der Erkenntniswert des dreidimensionalen Wahrnehmungsraums liegt dabei über der Differenzierung einzelner Variantenarten hinaus insbesondere in deren relationaler Einordnung zueinander. Die Untersuchung zielte entsprechend auf die Beschreibung der wahrnehmungsbezogenen Organisation unterschiedlicher Variantenarten und nicht auf die Rekonstruktion eines musiktheoretischen Merkmalsraums. Inwiefern sich innerhalb dieser empirischen Struktur musiktheoretisch interpretierbare Gruppierungen zeigten, wurde ergänzend anhand der Clusterstruktur untersucht. Gerade diese wahrnehmungsbezogene Perspektive erscheint für den schulischen Kontext relevant, da sie Hinweise darauf geben kann, wie Schüler:innen unterschiedliche Varianten wahrnehmungsseitig zueinander einordnen und an welchen Stellen weiterführende diagnostische oder förderbezogene Untersuchun<?glue?>gen ansetzen könnten.</p></sec>
<sec><title>Schlussfolgerung</title>
	<p>Die Befunde legen nahe, dass die Wahrnehmung melodischer Ähnlichkeit auf mehreren Dimensionen beruht, die sowohl stabile als auch tonfolgen- und expertiseabhängige Unterschiede aufweisen. Vor dem Hintergrund des hier untersuchten Alters, in dem insbesondere die Schule einen zentralen Rahmen für formales musikalisches Lernen darstellt, kommt diesem Befund besondere Bedeutung zu. Die Ergebnisse deuten darauf hin, dass musikalische Parameter, wie sie im schulischen Musikunterricht thematisiert werden, nicht losgelöst von ihrer wahrnehmungsbezogenen Organisation betrachtet werden sollten. Zugleich sprechen die Befunde dafür, dass sich zentrale musiktheoretische Differenzierungen in der wahrnehmungsbezogenen Organisation der untersuchten Schüler:innen widerspiegeln und innerhalb eines mehrdimensionalen Wahrnehmungsraums relational eingebettet sind. Eine stärkere Berücksichtigung impliziter Strukturwahrnehmung könnte dazu beitragen, theoretische Konzepte systematisch an bestehende perzeptive Organisationsformen im Kindes- und Jugendalter anzubinden. Für das Verständnis musikalischen Lernens in diesem Altersbereich ergibt sich daraus die Perspektive, gezielter zu erfassen, entlang welcher Organisationsdimensionen Kinder und Jugendliche melodische Varianten differenzieren und in welchen Bereichen sich individuelle Unterschiede zeigen.</p>

</sec></sec>
</body>
<back>
	
	<fn-group content-type="author-contribution">
		<fn fn-type="con">
			<p>Myrto Zarzalis – Konzeption | Datenkuratierung | Formale Analyse | Untersuchung | Visualisierung | Methodik | Projektadministration | Ressourcen | Software | Verfassen – Originalentwurf | Schreiben – Überarbeitung &amp; Redaktion.</p>
			<p>Johannes Hasselhorn – Methodik | Supervision | Schreiben – Überarbeitung &amp; Redaktion.</p>
			<p>Daniel Fiedler – Supervision | Schreiben – Überarbeitung &amp; Redaktion.</p></fn>
	</fn-group>
	
	<notes><title>KI Nutzung</title>
		<p>Für die sprachliche Überarbeitung und die Korrektur von Grammatik und Rechtschreibung dieses Manuskripts wurde GPT-OSS 120B (Stand: April/2026) verwendet. Für die Unterstützung bei der Literaturrecherche wurden Elicit (Web-App, Stand: April/2026) und ResearchRabbit (Web-App, Stand: April/2026) verwendet. Bei der Erstellung und Optimierung der Auswertungsskripte in R wurden unterstützend GPT-OSS 120B (Stand: April/2026) und Qwen (Version Qwen3.5 397B A17B) eingesetzt. Die endgültige inhaltliche Kontrolle sowie die Überprüfung der wissenschaftlichen Korrektheit erfolgten durch die Autor:innen.</p>
	</notes>
	
	<sec sec-type="ethics-statement">
		<title>Ethics Statement</title>
		<p>Die Studie wurde in Übereinstimmung mit den einschlägigen institutionellen und nationalen Richtlinien und Vorschriften (<xref ref-type="bibr" rid="r22">Föderation Deutscher Psychologenvereinigungen, 2022</xref>) sowie im Einklang mit den Prinzipien der Deklaration von Helsinki durchgeführt. Eine formale Genehmigung der Studie durch eine Ethikkommission war nicht erforderlich. Alle Schüler:innen sowie ihre Sorgeberechtigten gaben ihre schriftliche Einwilligung und wurden darüber informiert, dass sie das Recht haben, ihre Teilnahme an der Studie jederzeit ohne negative Konsequenzen abzubrechen. Die Studie wurde durch das Ministerium für Kultus, Jugend und Sport Baden-Württemberg genehmigt.</p>
	</sec>
	
	
	<ack><title>Danksagung</title>
<p>Wir bedanken uns herzlich bei Jonas Zarzalis für die Unterstützung der Implementierung des Fragebogens auf SoSci Survey sowie für die Hilfe bei der Datenaufbereitung.</p></ack>
<ref-list><title>Literaturverzeichnis</title>
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		<p>Aus datenschutzrechtlichen Gründen ist die Nutzung der Rohdaten den Autor:innen vorbehalten. Die aggregierten Daten, vollständige Ergebnisse der einzelnen Analysen sowie der verwendete Fragebogen sind über das Open Science Framework (OSF) unter <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="https://osf.io/cfa83">https://osf.io/cfa83</ext-link> einsehbar.</p>
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		<p>Die aggregierten Daten, vollständige Ergebnisse der einzelnen Analysen sowie der verwendete Fragebogen sind über das Open Science Framework (OSF) einsehbar (siehe <xref ref-type="bibr" rid="sp1_r1">Zarzalis, 2026</xref>).</p>
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