Krankheitseinsicht, dynamisch getestete Exekutivfunktionen und ...

306
Diskussion
das aus der Arbeit von JACOBSON und TRUAX (1991) abgeleitet wurde. Es erlaubt, jeden Fall
genau einem von zehn Performanztypen zuzuordnen, was eine informative und zugleich
ökonomische Beschreibung der Stichprobe und einen direkten Vergleich der RCIs erlaubt.
Auf diese Weise können die Ergebnisse bezüglich Typen-Häufigkeiten und Konkordanzen
leicht auch mit denen früherer und künftiger Arbeiten verglichen werden, selbst wenn dort
nur das statistische Signifikanzkriterium berücksichtigt wurde (z. B. SPEER & GREENBAUM,
1991; HAFKENSCHEID, 2000).
(3.) Bei der Berechnung des GLN-Index wurde die Annahme berücksichtigt, dass Prä-
und Posttestwerte in Abwesenheit von Trainingseffekten als parallele Messungen aufgefasst
werden (d. h. MPrä = MPost).
(4.) Nur die interessierende Signifikanzprüfung wurde isoliert variiert (d. h. nur Kriterium
b von JACOBSON et al. [1984]), statt zwischen Methodenpaketen mit verschiedenen
Cutoff-Bestimmungen zu wechseln (z. B. HAGEMAN & ARRINDELL, 1999). Dies ist bedeutsam,
da ein Teil der inkonsistenten Befunde zum URCI (liberalere Signifikanzprüfung, aber
konservativere Beurteilung von Normalisierung der Leistung) auf die Verwendung einer
alternativen Berechnungsvorschrift für die Schwelle zum funktionalen Bereich zurückgehen
dürfte.
Bevor die Ergebnisse dieses Vergleichs diskutiert werden, sei auf eine im Zusammenhang
mit kategorialen RCI-Analysen naheliegende Fundamentalkritik an diesem Vorgehen
eingegangen, die den notwendigen Informationsverlust beim Verzicht auf eine dimensionale
Betrachtung betont – d. h. die individuellen Ausprägungen von Veränderungen können
nicht mehr, wie bei Posttest-Prätest-Differenzen (PPD), direkt verglichen werden. Hierzu
wurde bereits in Kapitel 4 dargestellt, dass Umstände eintreten können, unter denen die
Reliabilität dieser vermeintlichen Alternative (PPD) dramatisch verfällt (bei Annäherung
der Retest-Korrelation an die Reliabilitäten der Einzeltests) (vgl. STELZL, 2005). Dies führt
zu einer deutlichen Limitierung ihrer externalen Validität, was für den WCSTdyn bei
Psychose-Erkrankungen von WEINGARTZ, WIEDL und WATZKE (2008) und WALDORF,
WEINGARTZ und WATZKE (2010) demonstriert wurde.
Aber auch PPD-Scores sind nicht immer informativ. So bleibt aufgrund des fehlenden
normativen Bezugs unklar, an welcher Stelle im Leistungsspektrum eine bestimmte
Differenz auftritt; besonders eine Nulldifferenz ist offensichtlich als Resultat eines Deckeneffekts
gänzlich anders zu bewerten als als Ausdruck von Nonresponsivität. Hier bietet die
vorgeschlagene Performanz-Typologie einen pragmatischen Ausweg, indem sie ein
transparentes Klassifikationssystem bereitstellt, das der einfachen und doch hinreichend
präzisen Kommunikation einer WCSTdyn-Leistung dienen kann.
Und schließlich ist Diagnostik in Anwendungskontexten meistens mit Selektions- oder
Modifikations-Entscheidungen verbunden, und derartige Entscheidungen (bzw. die auf
ihrer Grundlage getroffenen oder unterlassenen Maßnahmen) sind, wie signifikante
Veränderungen, letztendlich binäre Ereignisse. Insofern ist ein RCI-basiertes, kategorisierendes
Vorgehen, das sich auf die sorgfältige Prüfung der statistischen Signifikanz von
Veränderung konzentriert und zugleich ein Performanzprofil vergröbernd beschreibt, sogar
praxisnäher als dimensionale Maße.
Es konnten einige wesentliche Unklarheiten ausgeräumt werden, die sich bezüglich der
statistischen Eigenschaften der drei wichtigsten RCIs durch die Literatur ziehen: Die
Omnibus-Konkordanz der betrachteten Methoden (inkl. der 1,5-SD-Methode von WIEDL,
1999) ist mit κ = .83 ermutigend hoch, so dass bei der Auswahl einer RCI-Prozedur keine
gravierenden Fehlentscheidungen zu erwarten sind.