Krankheitseinsicht, dynamisch getestete Exekutivfunktionen und ...

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Reliable Change Index
(b) x2 sollte auf der der dysfunktionalen Verteilung zugewandten Flanke innerhalb von zwei
Standardabweichungen der funktionalen Verteilung liegen; (c) x2 sollte näher am
Mittelwert der funktionalen Verteilung als an dem der dysfunktionalen Verteilung liegen
bzw. mit höherer Wahrscheinlichkeit der funktionalen als der dysfunktionalen Verteilung
angehören. Für Kriterium c wird eine allgemeine Berechnungsvorschrift gegeben, die auch
für den Fall ungleicher Streuungen anwendbar sein soll. Die verwendeten Kennwerte
sollten Normierungsstichproben entstammen (JACOBSON & REVENSTORF, 1988):
mit Mittelwerten und Streuungen der funktionalen (F)
und dysfunktionalen (D) Population (Normwerte)
(02)
Bei sich überlappenden Verteilungen, wie sie empirisch meist gegeben sind, ergibt
Vorschrift a den konservativsten Trennwert und wird für den Fall fehlender Normen für die
funktionale Population empfohlen; b resultiert im liberalsten Cut-off. Die Autoren empfehlen
jedoch Trennwert c als einziges nicht-arbiträres Kriterium. Zur Sicherstellung der
statistischen Zuverlässigkeit von Veränderung wird zusätzlich ein sog. »reliable change
index« vorgeschlagen. Ihr Vorschlag führte zu einer Reihe von zunehmend komplexen
Verbesserungs- und Änderungsvorschlägen, die im folgenden Abschnitt dargestellt und
erläutert werden.
Die am dichotomen RC-Modell von JACOBSON, FOLLETTE und REVENSTORF (1984) geübte
methodologische Kritik lässt sich in drei Bereiche gliedern: (1.) Kritik an der Annahme
zweier distinkter Verteilungen (WAMPOLD & JENSON, 1986) – die Anwendung des RC-
Modells mit den notwendigen Parameterschätzungen und der Berechnung von Trennwerten
setzt voraus, dass die betrachteten Werte einer eigenen »dysfunktionalen« Gauß-
Verteilung entstammen und nicht besser als Extremfälle einer einzigen Verteilung aufgefasst
werden können. Für eine Zuordnung bedarf es nun eines validen externen Kriteriums,
das im Bereich der Schizophrenieforschung nur auf den ersten Blick durch die Diagnose
gegeben scheint – gerade in den letzten Jahren wurden aber auch für psychotische
Symptome Kontinuumsmodelle formuliert (z. B. JOHNS & VAN OS, 2001). Dieses Problem
stellt sich allerdings nicht nur in der Analyse des Einzelfalls und kann letzten Endes nur
pragmatisch gehandhabt werden (JACOBSON, FOLLETTE & REVENSTORF, 1986).
(2.) Kritik an Trennwert c. JACOBSON und Kollegen (1986, 1988) hatten die von ihnen
vorgeschlagenen Trennwerte zur Feststellung klinischer Bedeutsamkeit selbst kritisch
reflektiert, da beobachtete Werte nahe dem aus beobachteten Werten errechneten Trennwert
aufgrund von Messfehlern unweigerlich zu Falschpositiv- und Verpasser-Fehlern
führen. Die Autoren schlagen vor, mit Hilfe der weiter unten vorgestellten Methode zur
Prüfung statistischer Signifikanz von Veränderung im Einzelfall ein um den Trennwert
zentriertes Konfidenzband zu spannen – ein Vorschlag, der in der Folge nicht ausgearbeitet
wurde: So bleibt unklar, welchen Standardfehler die Autoren hierfür empfehlen. In diesem
Fall erscheint weder der von den Autoren ursprünglich für die Veränderungsmessung
vorgeschlagene Standardmessfehler, noch der ab 1986 (s. u.) zu diesem Zweck empfohlene
Standardfehler der Differenzen, sondern vielmehr der Standardschätzfehler (LORD &
NOVICK, 1968) adäquat. Eine solche Lösung stammt von HAGEMAN und ARRINDELL (1999,
S. 1176), die die Differenz zwischen geschätztem wahren Posttestwert und berechnetem
Trennwert an jenem Standardfehler relativieren, der die Streuung wahrer um beobachtete