Krankheitseinsicht, dynamisch getestete Exekutivfunktionen und ...

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Reliable Change Index
Patienten als »recovered« (66 %). Es lässt sich nur schwer beurteilen, inwiefern dieser
Konservativismus des URCI auf den modifizierten und leicht (0,65 Punkte bei einer
Posttest-Streuung von 8,54) in Richtung der Normalpopulation verschobenen Trennwert
ctrue nach HAGEMAN und ARRINDELL (1999) zurückgeht. Für eine Vergleichsstudie wäre ein
einheitlicher Trennwert sinnvoll gewesen.
BAUER, LAMBERT und NIELSEN (2004) verglichen in ähnlicher Weise die Selbsteinschätzungen
des globalen Funktionsniveaus von Patienten einer Universitätsambulanz vor und
nach Therapie (N = 386). Ihre Ergebnisse entsprechen denen von MCGLINCHEY et al.
(2002, 2003): Die Klassifikationsraten von RCI und GLN unterschieden sich nicht
signifikant (κ = .92). Der URCI wich signifikant von beiden ab und fand etwa 11 % weniger
Verbesserer sowie geringfügig mehr Verschlechterung (κ = .76 / .72).
ATKINS, BEDICS, MCGLINCHEY und BEAUCHAINE (2005) variierten in einer Simulationsstudie
systematisch die mittlere Effektstärke (d = 0,1 - 1,0) und die Reliabilität des
Kriteriums (rtt = .60 - .95), um die Übereinstimmung der Methoden (u. a. RCI, RCIGLN,
URCI) in Abhängigkeit von der Variation dieser Parameter zu untersuchen. Es zeigte sich,
dass für rtt ≥ .70 die Mediane der Kappas aus den paarweisen Vergleichen nicht unter .74
lagen, die Indices also zu vergleichbaren Resultaten kamen. Besonders augenfällig war die
hohe Übereinstimmung zwischen RCI und GLN, und zwar über alle Stufen von Reliabilität
und Effektstärke hinweg. Der URCI stellte sich wiederum als konservativster Index heraus,
allerdings benutzte die Forschergruppe wie zuvor einen modifizierten Trennwert.
Fazit
Es bleibt erstens festzuhalten, dass der Grad der Übereinstimmung zwischen
klassischem RCI und GLN-Methode unklar ist, wobei empirische Arbeiten zu
widersprüchlichen Ergebnissen führen, die Simulationsstudie von ATKINS et al.
(2005) hingegen keinen substanziellen Unterschied der Ergebnisse ausmachen
konnte. Diese Inkonsistenz könnte teilweise durch Regressionseffekte erklärbar
sein: Immer dann, wenn Probanden in empirischen Untersuchungen (direkt
oder indirekt) aufgrund ihrer geringen Prätest-Werte selegiert werden,
dürfte die GLN-Methode strikter ausfallen. Es kann erwartet werden, dass eine
große Stichprobe mit heterogener Performanz, wie sie die geplante Studie zu
untersuchen beabsichtigt, die Unterschiede nivelliert. Zudem drängt sich der
Eindruck auf, dass bei der Berechnung des GLN-Index zuweilen die Paralleltestannahme
verletzt worden ist, indem Abweichungen von Posttest-
Stichprobenmittelwerten in die Formel eingingen. Zweitens scheint der URCI
ein vergleichsweise liberaler Index für Veränderung zu sein, allerdings lässt
sich über diese Frage aufgrund der nicht einheitlich angelegten Trennwerte
wenig aussagen. In der geplanten Studie sollten also nicht Methodenpakete
(wie z. B. von JACOBSON et al., 1984, und HAGEMAN & ARRINDELL, 1999), sondern
nur RCIs mit einheitlich verwendeten Parametern verglichen werden.