Krankheitseinsicht, dynamisch getestete Exekutivfunktionen und ...

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Reliable Change Index
der Differenzen (MCNEMAR, 1969) und ihrer radizierten Zuverlässigkeit (rDD 0,5 ). Der von
ZEGERS und HAFKENSCHEID (1994) verwendete Standardfehler fällt also um den Faktor
rDD 0,5 geringer aus, da die wahren Werte im Schnitt näher am Mittelwert liegen. Wird
ferner aufgrund von postulierter Parallelität der Tests (bzw. pragmatisch) ein fester
Standardmessfehler angenommen, so vereinfacht sich der Nenner zu rDD 0,5 × (2 × SE 2 ) 0,5 .
Genau diesen Ausdruck verwendeten später HAGEMAN und ARRINDELL (1999) unter
Rekurs auf CRONBACH und GLESER (1959) in einer »… further optimalization of RCID« (S.
1174), die sie als »RCINDIV« bezeichneten, offenbar ohne ZEGERS und HAFKENSCHEID (1994)
zu rezipieren. Die Autoren grenzen die Verwendbarkeit des RCINDIV, der hier weiterhin als
URCI bezeichnet werden soll, auf Fälle mit rDD ≥ .40 ein. Im Hinblick auf die Auswahl
angemessener Kennwerte wird die Verwendung von Stichprobenmittelwert und -streuung
(für rDD) sowie der Normstreuung für einen einheitlichen Standardmessfehler empfohlen.
Zur Abschätzung der Reliabilität für dessen Berechnung können verschiedene Schätzmethoden
(rxy, α, λ2) herangezogen werden, die Datenerhebung sollte allerdings unter
»Optimalbedingungen« (d. h. ohne relevante Veränderung) erfolgen. Die Schätzung der
Einzelreliabilitäten (für rDD) erfolgt dann durch rtt = (s 2 – SE 2 )/s 2 , sie unterscheiden sich
also nur aufgrund von Varianzunterschieden.
Es bleibt festzuhalten, dass HAGEMAN und ARRINDELL (1999) ihren RCID (1993) zu
Gunsten der ursprünglich von ZEGERS und HAFKENSCHEID (1994) vorgeschlagenen
Verbesserung aufgegeben haben (»Though … RCID could be considered superior to RC in
terms of correct classification of individuals, the present authors now recommend its even
more precise successor RCINDIV«, S. 1175).
Aufbauend auf den URCI legten BRUGGEMANS, VAN DE VIJVER und HUYSMANS (1997)
einen »Reliability-Stability-Index« (RSTnew) vor, mit dem mit Hilfe einer Kontrollgruppe
Übungseffekte kontrolliert werden sollen. Diese URCI-Variante soll keine weitere Beachtung
finden, da MAASSEN (2000b) Fehler in der Berechnungsvorschrift aufzeigte.
4.4 Zur Konkordanz der Resultate unterschiedlicher RCIs
Ein kritischer Vergleich der vorgestellten RCI-Methoden kann sich auf die verbliebenen
Konkurrenten RCI, RCIGLN und URCI beschränken und sowohl aus theoretischer wie auch
aus empirischer Perspektive erfolgen. In der Literatur diskutiert wurden v. a. die statistischen
Eigenschaften des klassischen Ansatzes (Unverzerrtheit der Schätzer, Fehlerrisiko)
und der vermeintlich verbesserten Differenzwert-Indices sowie die Notwendigkeit bzw. Art
der Kontrolle von Regressionseffekten.
Verfechter des klassischen Ansatzes sind MAASSEN (2000b) und NACHTIGALL und SUHL
(2002b, c; 2005), die aufgrund statistischer Überlegungen und Simulationsstudien gegen
die Verwendung modifizierter RCIs einwandten, dass diese im Gegensatz zum klassischen
Ansatz keine einheitliche Obergrenze für die Wahrscheinlichkeit von α-Fehlern einhielten,
da diese in Abhängigkeit vom wahren Ausgangswert (GLN) bzw. vom wahren Differenzwert
(URCI) variiert – das Risiko eines α-Fehlers könne sich so bei extremen wahren Werten
mehr als verdoppeln (s. NACHTIGALL & SUHL, 2005, S. 243, Abb. 1).
MAASSEN (2000b, 2001) kritisiert darüber hinaus den für den URCI verwendeten
Standardschätzfehler und nimmt in Anspruch, gezeigt zu haben, dass sich bei der Verwendung
der korrekten Varianz für KELLEYs (1947) Schätzformel (s. MAASSEN, 2000a) gerade
der klassische Ansatz als Approximation eines korrekt auf dieser Formel aufbauenden RCIs