Krankheitseinsicht, dynamisch getestete Exekutivfunktionen und ...

10.9 Soziodemographische und klinische Daten der Metatypen
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Ergebnisse Studie 2
Bevor im Folgenden versucht wird, die spezifischen kognitiven Defizite von verbesserten
und leistungsschwachen Probanden (bzw. Lernern und Nichtlernern) über eine multivariate
Analyse unabhängiger WCST-Variablen zu erhellen, sollen die vorgeschlagenen
RCI-Metatypen durch die verfügbaren soziodemographischen und klinischen Variablen
charakterisiert werden. Im Folgenden bezeichnen die Begriffe »Leistungsstarke« und
»Highscorer«, »Verbesserer« und »Lerner« sowie »Leistungsschwache« und »Nichtlerner«
jeweils dieselben Gruppen.
Alter. Das Alter zum Zeitpunkt der Untersuchung korrelierte zu beiden Messzeitpunkten
negativ mit der Anzahl korrekt sortierter Karten (jeweils r = -.32, p < .001). Es besteht
ein signifikanter Altersunterschied zwischen den RCI-Performanz-Gruppen, F(2, 397) =
25,89 (p < .001). Während sich zwischen Leistungsstarken (MHS = 31,08 [±8,76]) und
Verbesserern (MLR = 33,40 [±9,14]) zwar ein signifikanter, aber schwacher Unterschied
zeigte (Games-Howell: p < .05; g = 0,26), war die leistungsschwache Gruppe durchschnittlich
9,8 Jahre älter als die beiden anderen Gruppen (MNL = 42,06 [±11,73]; g = 1,05 zum
gewichteten arithmetischen Mittel).
Geschlecht. Während die Geschlechter in erwarteten Anteilen Lerner stellen,
verschiebt sich das Verhältnis bei Leistungsstarken und Leistungsschwachen dahingehend,
dass überzufällig viele Nichtlerner weiblich bzw. Highscorer männlich sind (χ 2 [2] = 10,31; p
< .01). Bei der Betrachtung dieser beiden Typen zeigt das Quotenverhältnis (OR = 2,15),
dass ein Proband 2,15mal wahrscheinlicher als leistungsstark klassifiziert wurde als eine
Probandin.
Schulabschlüsse und Ausbildung. Lerner und Leistungsstarke unterscheiden sich
nicht in der Anzahl ihrer kumulierten Ausbildungsjahre (MHS = 12,48 [±2,27]; MLR =12,32
[±2,19]), Nichtlerner weisen signifikant kürzere Gesamtausbildungszeiten auf (Helmert-
Kontrast: t[397] = 4,66: p < .001). Für eine Subgruppe von 260 Personen lagen außerdem
Angaben zum Schulabschluss (bzw. zur Anzahl absolvierter Regelschuljahre) vor. Es zeigte
sich, dass Nichtlerner (nNL = 32) häufiger als erwartet Volks- oder Hauptschule (13 statt
erwarteter 6,6) und seltener (5/ 13) das Gymnasium besucht haben, während in der
leistungsstarken Gruppe (nHS = 120) umgekehrte Verhältnisse herrschen (Haupt-/
Volksschulen: 16/ 25; Abitur: 60/ 49; χ 2 [6] = 18,34; p < .01). Die Gruppe der Lerner
verteilte sich erwartungsgemäß auf die Schulformen. Es zeigte sich kein signifikanter
Zusammenhang zwischen Lernertyp und der Wahrscheinlichkeit, eine Ausbildung
absolviert zu haben (für N = 397; χ 2 [2] = 3,05 n. s.).
Familienstand. Für die Subgruppe von 225 Personen, für die Angaben zum Familienstand
vorlagen (85,3 % ledig – 14,7 % in Partnerschaft) zeigten sich keine bedeutsamen
Abweichungen von der erwarteten Verteilung (χ 2 [2]= 2,72 n. s.).
Alter bei Ersterkrankung und Erkrankungsdauer. Während das Alter bei
Ersterkrankung (N = 337) keine statistisch signifikanten Unterschiede zwischen den
Lernertypen aufwies, spiegelte der Befund zur Erkrankungsdauer den des Lebensalters
wider (N = 335; Highscorer: MHS = 6,44 [±7,12] Jahre [nHS = 158] < Lerner: MLR =8,99
[±8,28] Jahre [nLR = 136] < Nichtlerner: MNL = 14,56 [±12,56] Jahre [nNL = 41]). Wegen
ungleicher Gruppengrößen und Verletzung der Varianzhomogenitätsannahme wurden
Welch-Test und post hoc Games-Howell-Tests berechnet (Welch-F[2; 99, 89] = 10,16;
p < .001; für alle Einzelvergleiche p < .05).
Anzahl Hospitalisierungen. Auch in diesem Bereich wurde die Levene-Statistik
signifikant und auf den Welch-Test zurückgegriffen (Welch-F[2; 9,65] = 3,91; p < .05). Der