Interrater-Reliabilität des Diagnostischen Interviews bei psychischen Störungen im Kindesund Jugendalter (Kinder-DIPS)

Transkript

1 Z. Kinder-Jugendpsychiatr. M. Psychother. Neuschw ander 41 (5) et al.: 2013 Interrater-Reliabilität Verlag Hans Huber, Hogrefe des Kinder-DIPS AG, Bern Zeitschrift für Kinder- und Jugendpsychiatrie und Psychotherapie, 41 (5), 2013, Originalarbeit Interrater-Reliabilität des Diagnostischen Interviews bei psychischen Störungen im Kindesund Jugendalter (Kinder-DIPS) Murielle Neuschwander 1,TinaIn-Albon 2, Carmen Adornetto 3, Binia Roth 4 und Silvia Schneider 1 1 Klinische Kinder- und Jugendpsychologie, Ruhr-Universität Bochum, 2 Klinische Psychologie und Psychotherapie des Kindes- und Jugendalters, Universität Koblenz-Landau, 3 Kinder- und Jugendpsychiatrische Klinik der UPK Basel, 4 Kinder- und Jugendpsychiatrie, Baselland Zusammenfassung. Fragestellung: Ziel der vorliegenden Studie ist, die Interrater-Reliabilität des Diagnostischen Interviews bei psychischen Störungen im Kindes- und Jugendalter (Kinder-DIPS; Schneider, Unnewehr & Margraf, 2009) anhand von Eltern- und Kinderinterviews für verschiedene Störungsklassen zu ermitteln. Zusätzlich wird geprüft, ob sich in Abhängigkeit des Alters oder des Geschlechtes des Kindes, Unterschiede hinsichtlich der Interrater-Reliabilität ergeben. Methodik: 264 Eltern- und 213 Kinderinterviews wurden von 48 geschulten Interviewern in kinder- und jugendpsychiatrischen und schulpsychologischen Einrichtungen sowie im Rahmen eines Forschungsprojektes durchgeführt. Ergebnisse: Die Übereinstimmungsmaße der Eltern- und Kinderinterviews zeigen eine gute bis sehr gute Interrater-Reliabilität der Oberklassen Expansive Störungen, Ticstörungen, Ausscheidungsstörungen, Affektive Störungen, Essstörungen, Schlafstörungen sowie einem Großteil der spezifischen Diagnosen und für den Ausschluss psychischer Störungen. Das Geschlecht und das Alter der interviewten Kinder hatten keinen Einfluss auf die Reliabilitätswerte. Schlussfolgerung: Die Ergebnisse zeigen, dass es sich beim Kinder-DIPS mit trainierten Interviewern für die Oberklassen psychischer Störungen um ein reliables Eltern- und Kinderinterview zur Diagnostik psychischer Störungen handelt. Schlüsselwörter: Psychische Störungen, Kinder-DIPS, strukturiertes Interview im Kindes- und Jugendalter, Reliabilität Abstract. Interrater reliability of the «Diagnostisches Interview bei psychischen Störungen im Kindes- und Jugendalter» (Kinder-DIPS) Objective: This study investigates the interrater reliability of the «Diagnostisches Interview bei psychischen Störungen im Kindes- und Jugendalter» (Kinder-DIPS; Schneider, Unnewehr & Margraf, 2009) based on child and parent interviews. It further investigates differences in the interrater reliability depending on age or sex of the children. Method: 48 certified interviewers conducted 264 parent and 213 child interviews in various inpatient, outpatient, and research settings. Results: There is a good interrater reliability for the parent and child interviews for the major diagnostic categories of conduct disorders, tic disorders, elimination disorders, mood disorders, eating disorders, sleeping disorders, the majority of the specific psychiatric disorders, and the exclusion of psychiatric disorders. Neither the sex nor the age of the children influenced interrater reliability. Conclusions: The second and expanded Kinder-DIPS proves to be a reliable parent and child interview for the assessment of mental disorders in both outpatient and inpatient settings. Keywords: mental disorders, Kinder-DIPS, structured interview for children and adolescents, reliability Einleitung Psychische Störungen im Kindes- und Jugendalter weisen eine mittlere Periodenprävalenz (1 12 Monate) von 22 % auf (Eschmann, Weber Häner & Steinhausen, 2007). Die häufigsten psychischen Störungen im Kindes- und Jugendalter stellen Angststörungen, hyperkinetische und dissoziale Störungen dar. Im Jugendalter treten zudem vermehrt affektive Störungen, Substanzmissbrauch und Essstörungen auf (Essau, Karpinski, Petermann & Conradt, 1998; Ihle & Esser, 2002; Merikangas et al., 2010). Bei etwa 40 % der Kinder und Jugendlichen liegen eine oder mehrere ko- DOI / /a000247

2 320 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS morbide psychische Störungen vor (Essau et al., 1998; Merikangas et al., 2010). Um eine solide Indikationsstellung und somit eine adäquate Behandlung zu ermöglichen, ist eine zuverlässige und valide Differentialdiagnostik unbedingt erforderlich (Silverman & Ollendick, 2005). Zur Feststellung von Störungen mit Krankheitswert ist eine kategoriale und eine dimensionale Diagnostik sinnvoll (Heubrock & Petermann, 2005). Im Rahmen der kategorialen Diagnostik stellen strukturierte und standardisierte Interviews zur Diagnosestellung nach den Kriterien von ICD-10 oder DSM-IV-TR den Gold-Standard für eine zuverlässige Diagnosestellung psychischer Störungen bei Kindern und Jugendlichen dar (Costello, Egger & Angold, 2005; In-Albon, Dubi, Adornetto, Blatter-Meunier & Schneider, 2011). Für den englischen Sprachraum existieren verschiedene standardisierte und strukturierte Interviews zur Diagnostik psychischer Störungen im Kindes- und Jugendalter (vgl. Schneider & Adornetto, 2006). Im deutschen Sprachraum sind drei strukturierte Interviews, das Mannheimer Elterninterview (MEI; Esser, Blanz, Geisel & Laucht, 1989), das Diagnostische Interview bei psychischen Störungen im Kindes- und Jugendalter (Kinder-DIPS; Schneider, Unnewehr & Margraf, 2009) und das Kiddie-SADS-Present and Lifetime (K-SADS-PL; Delmo, Weiffenbach, Gabriel, Stadler & Poustka, 2001) aktuell verfügbar. Zudem sind das halbstrukturierte Interview CASCAP-D (Psychopathologisches Befund-System für Kinder und Jugendliche; Döpfner, Berner, Flechtner, Lehmkuhl & Steinhausen, 1999) und das DISYPS-II (Diagnostik-System für psychische Störungen nach ICD-10 und DSM-IV für Kinder und Jugendliche II; Diagnose-Checkliste; Döpfner, Görtz-Dorten & Lehmkuhl, 2008) erhältlich. Tabelle 1 beschreibt deutschsprachige Verfahren, deren Altersbereich, Klassifikationssystem der Diagnosestellung und Gütekriterien. Neben den störungsübergreifenden klinischen Interviews existieren weitere störungsspezifische Interviews für den Kinder- und Jugendbereich wie bspw. die Interviews zur Posttraumatischen Belastungsstörung bei Kindern und Jugendlichen (IBS-KJ; Steil & Füchsel, 2006), die deutsche Version des Child Eating Disorder Examination (ChEDE; Hilbert, im Druck), die deutsche Version der Children s Depression Rating Scale Revised (CDRS-R; Keller, Grieb, Kölch & Spröber, 2012) oder das Diagnostische Interview für Autismus Revidiert (ADI-R; Bölte, Rühl, Schmötzer & Poustka, 2005). Lapouse und Monk (1959, 1964) sowie Rutter und Graham (1968) verwendeten erstmals für die Diagnostik psychischer Störungen im Kindes- und Jugendalter Parallelversionen strukturierter Interviews für Eltern und Kinder. Verhaltensweisen, Gefühle und Fähigkeiten der Kinder wurden direkt erfragt. Der Wortlaut der Fragen, die Antwortkategorien und die Reihenfolge der Fragen wurden dem Interviewer genau vorgegeben. Gezeigt werden konnte, dass Kinder ihre Beschwerden reliabel schildern können (Angold, 2002; Rutter & Graham, 1968). Hinsichtlich des Geschlechts und Alters der Kinder bestehen unterschiedliche Befunde in Bezug auf reliable und valide Angaben. Nach Herjanic, Herjanic, Brown und Wheatt (1975) können Mädchen reliablere Angaben machen als Jungen. Unter Experten besteht keine Einigkeit, ab welchem Alter Kinder im Rahmen von diagnostischen Interviews ausreichend detaillierte und genaue Angaben zur Diagnosestellung geben können, was sicherlich auch mit einer bislang spärlichen Datenlage zusammenhängt. Angold, Erkanli, Costello und Rutter (1996) zeigten aufgrund ihrer Datenanalyse, dass Kinder ab dem Alter von 9 Jahren ebenso genaue Angaben zu Beginn, Dauer und Zusammentreffen von Symptomen machen, wie ihre Eltern. Edelbrock, Costello, Dulcan, Kalas und Conover (1985) konnten zeigen, dass diagnostische Interviews mit Kindern ab dem Alter von 10 Jahren sinnvoll durchgeführt werden können. Herjanic et al. (1975) teilten aufbauend auf Entwicklungsstufen ihre Stichprobe in die Alterskategorien 6 8, 9 13 und Jahre ein, wobei die Ergebnisse keine signifikanten Unterschiede zwischen den Altersgruppen zeigten. Nach Poustka (1988) sollten diagnostische Interviews bei Kindern erst ab dem Alter von 12 Jahren durchgeführt werden, wobei es sich hierbei nicht um eine empirisch fundierte Aussage handelt. Insgesamt kann festgehalten werden, dass der Einfluss des Alters auf die Reliabilität und Validität von strukturierten Interviews nicht abschließend eingeordnet werden kann und empirische Studien notwendig sind, um diese wichtige Frage zu klären. Generell kann davon ausgegangen werden, dass die altersgerechte Formulierung der Fragen in strukturierten Interviews einen erheblichen Einfluss auf Reliabilität und Validität der Antworten haben dürfte (Breton et al., 1995). Für die Diagnostik psychischer Störungen im Kindesund Jugendalter gilt, dass verschiedene Informanten (Kind, Eltern, andere Bezugspersonen) in den diagnostischen Prozess eingebunden werden müssen, um eine vollständige Erfassung der Symptomatologie des Kindes und somit eine valide Diagnosestellung zu ermöglichen (Kraemer et al., 2003; Silverman & Ollendick, 2005). Strukturierte klinische Interviews sind hinsichtlich ihrer Gütekriterien abhängig von der Güte der ihnen zugrundeliegenden Klassifikationssysteme (siehe Mohr & Schneider, 2013). Für deutschsprachige Interviews und andere Verfahren, die für die Diagnostik im Kindes- und Jugendalter existieren, kann festgehalten werden, dass diese hinsichtlich ihrer psychometrischen Gültigkeit wenig überprüft sind. Aufgrund einer Überarbeitung der Erstauflage des Kinder-DIPS (Unnewehr, Schneider & Margraf, 1995), wurde eine Überprüfung der Gütekriterien für die Zweitauflage des Kinder-DIPS (Schneider, Unnewehr et al., 2009) notwendig. Ziel der vorliegenden Studie ist es, die Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS anhand von Kinder- und Elterninterviews für verschiedene Störungsklassen zu ermitteln. Zusätzlich soll überprüft werden, ob sich in Abhängigkeit des Alters oder des Geschlechtes des Kindes Unterschiede hinsichtlich der Interrater-Reliabilität ergeben.

3 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS 321

4 322 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS Methodik Kinder-DIPS für DSM-IV-TR Das Kinder-DIPS (Schneider, Unnewehr et al., 2009) ist ein strukturiertes Interview zur Erfassung psychischer Störungen im Kindes- und Jugendalter, welches erlaubt die Fragen an das Alter der Kinder anzupassen. Das Kinder-DIPS umfasst eine Kinderversion zur direkten Befragung des Kindes bzw. Jugendlichen sowie eine parallele Elternversion ab frühestens 6 Jahren (Empfehlung für die Kinderversion: ab frühestens 8 Jahren). Die Abfolge der Interviewfragen ist syndromorientiert und zur Vermeidung unnötiger Fragen enthält das Interview an entsprechenden Stellen Sprungregeln, welche das Überspringen einzelner Abschnitte erlauben. Es können derzeitige und Lebenszeitdiagnosen nach DSM-IV-TR (APA, 2000) und ICD-10-Diagnosen (WHO, 2000) erhoben werden und die Überführung der Diagnosestellung vom einen zum anderen Klassifikationssystem ist anhand einer Tabelle möglich. In der 2. Auflage wurden neue, für den psychotherapeutischen Bereich wichtige psychische Störungen aufgenommen, z. B. Ticstörungen, Schlafstörungen, Prüfungsangst, Selektiver Mutismus, Pica und Binge-Eating- Störung und formale Änderungen vorgenommen. Zudem wurde ein Screening zu Nikotin-, Alkohol- und Drogenmissbrauch integriert (für eine Übersicht siehe Handbuch des Kinder-DIPS für DSM-IV-TR; Schneider, Suppiger, Adornetto, Unnewehr & Margraf, 2009). Das Kinder-DIPS für DSM- IV-TR und ICD-10 erfasst die folgenden Störungskategorien: Störungen der Aufmerksamkeit, der Aktivität und des Sozialverhaltens, Ticstörungen, Angststörungen, Störungen der Ausscheidung, Schlafstörungen, Affektive Störungen und Essstörungen. Neben dem Teil zur Erfassung spezifischer psychischer Störungen enthält das Kinder-DIPS einen allgemeinen klinisch-demographischen Teil und Screeningfragen zu körperlichen Krankheiten, entwicklungsbezogenen Koordinationsstörungen, Kommunikationsstörungen, Schulund Teilleistungsstörungen, Substanzmissbrauch, nicht-organische Psychosen sowie zu Medikamentengebrauch. Zudem werden eine psychiatrische Anamnese, eine Familienanamnese psychischer Störungen sowie die Achsen IV (psychosoziale und umgebungsbedingte Probleme) und V (globale Erfassung des Funktionsniveaus) des DSM-IV-TR erhoben. Das Kinder-DIPS enthält therapierelevante Fragen zu auslösenden und modulierenden Faktoren, um das Interview insbesondere für den psychotherapeutischen Gebrauch nutzbar zu machen. Ablauf der Untersuchung Zur Überprüfung der Interrater-Reliabilität wurden 264 Eltern- und 213 Kinderinterviews, welche in kinder- und jugendpsychiatrischen und psychologischen Einrichtungen geführt wurden, auf Tonband aufgenommen und von einem zweiten unabhängigen Diagnostiker gegenkodiert. Der unabhängige Diagnostiker nahm anhand der Tonbandaufnahme eine eigenständige klinische Einschätzung vor. Die Diagnosestellungen wurden in Fallkonferenzen besprochen und bei abweichenden Diagnosen wurden Konsensdiagnosen gebildet. Die ermittelten Symptome wurden von den Interviewern beschrieben, es wurden Einschätzungen anhand DSM-IV- TR-Diagnosen vorgenommen und anhand einer Checkliste für jede Störungskategorie Gründe für mangelnde Übereinstimmung zwischen zwei Diagnostikern erhoben. Die Kinder und deren Eltern wurden nach derzeitigen sowie früheren psychischen Problemen der Kinder befragt, somit konnten neben aktuellen auch Lebenszeitdiagnosen der Kinder erhoben werden. Die Eltern und die Kinder wurden über die Untersuchung informiert und gaben ihr schriftliches Einverständnis zur Teilnahme am diagnostischen Interview. Interviewer und Schulung Alle Interviewer absolvierten ein standardisiertes Training in der Durchführung und Auswertung des Kinder-DIPS (siehe Handbuch des Kinder-DIPS für DSM-IV-TR; Schneider, Suppiger et al., 2009) und mussten eine Zertifizierungsprüfung mit einem reliablen Interviewer bestehen. Erst nach Abschluss einer erfolgreichen Zertifizierung wurden die Interviewer in die Studie für die Durchführung von Interviews bzw. Gegenkodierungen aufgenommen. Die Eltern- und Kinderinterviews sowie die Gegenkodierungen wurden von 48 Interviewern (39 Psychologen mit Bachelorabschluss: 35 Frauen, Alter: Jahre; MW = 25.86; SD = 3.81 und 4 Männer, Alter: Jahre; MW = 25.78; SD = 1.59 und 9 diplomierte Psychologinnen: 9 Frauen, Alter: Jahre; MW = 31.63, SD = 5.54) durchgeführt. Der Range für die Anzahl geführter Kinderinterviews pro Interviewer lag zwischen 1 und 17 und für die Anzahl geführter Elterninterviews zwischen 1 und 36. Die neun diplomierten Psychologinnen führten die Interviews im Rahmen einer Therapiestudie durch und die Interviews in der Kinder- und Jugendpsychiatrie Baselland (Kinder: n = 76; Eltern: n = 65) und dem Schulpsychologischer Dienst Basel-Stadt (Kinder: n = 10;Eltern:n = 13) (siehe Rekrutierung) sowie alle Gegenkodierungen (Kinder: n = 213; Eltern: n = 264) wurden von den 39 Psychologen mit Bachelorabschluss durchgeführt. Stichprobe Rekrutierung Im Zeitraum von Februar 2004 bis Dezember 2008 wurden in der Kinder- und Jugendpsychiatrie Baselland (KJP), im Schulpsychologischen Dienst Basel-Stadt (SPD) sowie im Rahmen einer Therapiestudie an der Universität Basel, insgesamt 272 Kinder (KJP: n = 114, %; SPD: n = 16, 5.88 %; Forschung: n = 142, %) und 346 Eltern (KJP:

5 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS 323 Abbildung 1. Verlauf der Datenerhebung. n = 114, %; SPD: n = 16, 4.62 %; Forschung: n = 216, %) über die Reliabilitätsstudie informiert und für eine Studienteilnahme angefragt. Die teilnehmenden Institutionen organisierten die Rekrutierung der Studienteilnehmenden in ihrer Patientenpopulation. Der Verlauf der Datenerhebung ist in Abbildung 1 dargestellt. Kinder Der Mädchenanteil bei den Kinderinterviews betrug 50.2 % (n = 107) und das durchschnittliche Alter der Kinder war Jahre (SD = 2.70; Min. = 6.02, Max. = 18.44). Die folgenden Schultypen waren vertreten: 2.3 % besuchten den Kindergarten, 53.1 % die Grundschule, 14.1 % die Mittelstufe, 11.3 % die Oberstufe (Real-/Sekundarschule), 8.9 % die Oberstufe (Gymnasium), 1.4 % hatten die Schule abgebrochen und 9 % fielen unter «andere Schule» (z. B. Sonderschule, Berufsausbildung). Eltern Bei den Elterninterviews betrug der Mädchenanteil 51.9 % (n = 137) und das Durchschnittsalter der Kinder lag bei Jahre (SD = 2.88, Min. = 4.82, Max. = 17.89). 138 (52.3 %) der Interviews fanden mit den Müttern, 13 (4.9 %) mit den Vätern und 113 (42.8 %) mit beiden Elternteilen statt. Die interviewten Eltern waren durchschnittlich Jahre (SD = 5.41, Min. = 27.74, Max ) alt % der Mütter waren berufstätig (Angestellte: 53.1 %, n = 140, Beamte: 3.4 %, n = 9, Selbstständig Erwerbende: 8.0 %, n = 21), 31.4 % waren Hausfrauen, 0.4 % arbeitslos und von 3.8 % fehlt die Angabe zur Berufstätigkeit % der Väter waren berufstätig (Angestellte: 66.2 %, n = 175, Beamte: 7.2 %, n = 19, Selbstständig Erwerbende: 12.1 %, n = 32), 1.1 % Hausmänner, 1.5 % arbeitslos und von 10.6 % fehlt diese Angabe % der Eltern waren verheiratet, 18.2 % getrenntlebend oder geschieden, 0.4 % verwitwet, 4.2 % ledig und von 2.7 % fehlt die Angabe. Maße zur Reliabilitätsbestimmung Zur Bestimmung der Reliabilität werden auf der Ebene von Oberklassen psychischer Störungen (z. B. Angststörungen, Schlafstörungen) und auf der Ebene der einzelnen Diagnosekategorien (z. B. Soziale Phobie, Spezifische Phobie) die prozentuale Übereinstimmung, der Kappa-Koeffizient (Cohen, 1960) und der Y-Koeffizient (Yule, 1912) angegeben. Anhand der drei Übereinstimmungsmaße sind Aussagen über die Reliabilität einzelner Diagnosekategorien und Störungsklassen möglich. Die prozentuale Übereinstimmung berücksichtigt das Ausmaß der zufällig zu erwartenden Übereinstimmung nicht, was zu einer Überschätzung der Übereinstimmung führt (Asendorpf & Wallbott, 1979). Der Y-Koeffizient (Yule, 1912) ist dem Kappa-Koeffizienten (Cohen, 1960) ähnlich, ist jedoch unabhängig von der Basisrate (Auf-

6 324 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS tretenshäufigkeit bestimmter Störungsbilder) und bleibt im Bereich einer beobachteten Basisrate von 1 50 % stabil (Spitznagel & Helzer, 1985). Kappa-Koeffizienten mit einer Basisrate < 10 % stellen eine Unterschätzung der Übereinstimmung dar. Kappa- und Y-Werte >.40 werden als akzeptable und Werte >.70 als sehr gute Übereinstimmung interpretiert (Burke, 1986). Wenn eine Zelle der Häufigkeitstabelle Null ist, kann der Y-Koeffizient nicht interpretiert werden, da er den Endpunkt eines Wertebereiches erreicht ( 1 oder +1). Dies gilt auch für die Berechnung des Kappa, wenn die Zellen der Diagonale beide den Wert Null enthalten. Dies wurde anhand der Pseudo-Bayes Schätzung (Bishop, Fienberg & Holland, 2007; Formeln und ) ausgeglichen und es wurden jeweils die absoluten sowie die geschätzten Koeffizienten berechnet. Für die Interpretation der Übereinstimmung werden die geschätzten Koeffizienten berücksichtigt. Die Übereinstimmungsmaße sollten in Relation zueinander interpretiert und nicht als absolute Werte verstanden werden. Die globale prozentuale Übereinstimmung zwischen zwei Interviewern gibt an, inwiefern mehrere Diagnosen gleichzeitig übereinstimmend gestellt werden können. Hierbei lag eine Übereinstimmung nur dann vor, wenn beide Interviewer in allen aktuellen und früheren Diagnosen übereinstimmten. Zwischen Haupt- und Zusatzdiagnose wurde nicht unterschieden. Die Übereinstimmungskoeffizienten wurden für die gesamte und für die klinische Stichprobe berechnet. Der Vorteil der Berechnungen für die Gesamtstichprobe besteht darin, dass auch die Reliabilität bzgl. des Ausschlusses psychischer Störungen ermittelt werden kann. Nachteilig ist zu erwähnen, dass sich durch dieses Vorgehen die Basisraten der zu überprüfenden Diagnoseklassen reduzieren. Um diesem Nachteil entgegen zu wirken, wurden die Übereinstimmungsmaße zusätzlich für die klinische Stichprobe berechnet, um mehr Diagnoseklassen interpretierbar zu machen. Fehleranalyse bei Nichtübereinstimmung Die Gründe für eine nichtübereinstimmende Diagnose zwischen Interviewern und Gegenkodierern wurden im Rahmen von Fallkonferenzen festgehalten. Anhand einer Checkliste zur Fehleranalyse konnte für jede Störungskategorie der Grund für die mangelnde Übereinstimmung festgehalten werden. Folgende Kategorien wurden unterschieden: 1. Interviewfehler: Sprungregel falsch angewendet; starke Abweichung von standardisierten Fragen; ungenügende Folgefragen zu Diagnoseklärung; unvollständige Befragung; Protokollierungsfehler. 2. Auswertungsfehler: DSM-Kriterien falsch angewendet; Differentialdiagnostische Aspekte falsch beachtet. 3. Unterschiedliche Symptomgewichtung: bezüglich Symptomen, Leiden/Beeinträchtigung. 4. Qualität der Tonaufnahme: die Antwort wurde nicht verstanden; ein Teil der Aufnahme fehlt. 5. Unterschiedliche differentialdiagnostische Bewertung. 6. DSM-IV-TR oder Kinder-DIPS unpräzise/unklar: beispielsweise zu allgemein formulierte Diagnosekriterien; spezifische Störungen, welche nicht anhand des Kinder- DIPS erfasst werden. Einfluss des Geschlechts und des Alters der Kinder auf die Reliabilität Um zu prüfen, ob sich in Abhängigkeit des Alters der Kinder UnterschiedeinderInterrater-Reliabilitätergeben,wurdenAlterskategorien in Anlehnung an die Befunde zu Altersunterschieden hinsichtlich der Reliabilität von Interviews mit Kindern gebildet(angold et al., 1996; Edelbrock et al., 1985; Herjanicetal.,1975;Poustka,1988).Eswurdenfürdievorliegende UntersuchungdieAlterskategorien Jahre, Jahre und älter als 12 Jahre gewählt. Die Alterskategorie der jüngsten Kinder wurde weiter in die Kategorien von und Jahre bzw. von und Jahre eingeteilt. Um den Einfluss des Alters und des Geschlechts der interviewten Kinder auf die Wahrscheinlichkeit, dass zwei Interviewer hinsichtlich der Diagnosestellung übereinstimmen, kontinuierlichzutesten, wurde eine binärelogistische Regressionsanalyse mit den Prädiktoren Alter und Geschlecht der interviewten Kinder berechnet. Die binäre logistische RegressionsanalysewurdefürdieGesamtstichprobederKinderinterviews(N=213)undfürdieTeilstichprobederKinderinterviews nach Ausschluss der gesunden Kinder (N = 106), d. h. ohne DiagnoseneinerpsychischenStörung,berechnet. Ergebnisse Es wurden insgesamt 213 Kinder- sowie insgesamt 264 Elterninterviews durchgeführt und gegenkodiert. Durchschnittlich wurden 0.84 Lebenszeitdiagnosen (SD = 1.09, Range 0 7) anhand der Kinderinterviews sowie 1.33 Lebenszeitdiagnosen (SD = 1.13, Range 0 6) anhand der Elterninterviews vergeben. Die Kinderinterviews (n = 175) dauerten durchschnittlich Minuten (SD = 34.83, Range Minuten) und die Elterninterviews (n = 223) durchschnittlich Minuten (SD = 40.06, Range Minuten). Interrater-Reliabilität Eltern (Lebenszeitdiagnosen) Die Ergebnisse zur Interrater-Reliabilität für die Lebenszeitdiagnosen auf der Ebene von Oberklassen psychischer Störungen sowie auf der Ebene von spezifischen Diagnosen sind in den Tabellen 2 und 3 dargestellt. Die prozentuale Übereinstimmung der Oberklassen beträgt mindestens %. Insgesamt ist die Interrater-Reliabilität der Oberklassen gut bis sehr gut. Die Kappa-Werte liegen zwischen 0.94 und 0.97 und die Y-Werte zwischen 0.85 und 0.97.

7 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS 325 Tabelle 2 Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS Elternversion (Oberklasse, Lebenszeitdiagnosen) für die gesamte Stichprobe (N = 264) DSM-IV-TR Oberklassen Häufigkeiten % Kappa [95 % KI] Yule s Y / /+ +/ +/+ Expansive Störungen (.94 [.89,.99 c ] Ticstörungen (.87) [.74,.99 c ] Ausscheidungsstörungen (.88) [.78,.98] Affektive Störungen (.94 [.88, 1.00] Angststörungen (.94 [.90,.98] Essstörungen (.66) [.29, 1.00] 1.00/.87 a 0 3 Schlafstörungen (.72) [.55,.89] Keine Diagnosen (.97 [.93, 1.00] Anmerkungen. Kappa-Koeffizienten, die aufgrund einer Basisrate der jeweiligen Oberklasse von < 10 % (n = 26.4 (Formel: (+/+) + ((+/ ) + ( /+)/2)) eine Unterschätzung darstellen, sind in Klammer aufgeführt. a Pseudo-Bayes Schätzung von Kappa bzw. Y. nicht berechenbar. KI = Konfidenzintervalle. c Obergrenze des KI wurde abgerundet, 1.00 wurde nicht erreicht. Tabelle 3 Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS Elternversion (Störungsebene, Lebenszeitdiagnosen) für die gesamte Stichprobe (N = 264) DSM-IV-TR Spezifische Diagnosen Häufigkeiten % Kappa [95 % KI] Yule s Y / /+ +/ +/+ Aufmerksamkeitsdefizit-/Hyperaktivitätsstörung (.92) [.83, 1.00] 1.00/.96 a 3 19 Störung mit oppositionellem Trotzverhalten (.96) [.90, 1.00] Störung des Sozialverhaltens (.86) [.57, 1.00] 1.00/0.93 a 0 3 Tourette-Störung (1.00)/(.80 a ) [.36, 1.00] b 1.00/.96 a 0 2 Chronische motorische oder vokale Ticstörung (.83) [.59, 1.00] Vorübergehende motorische oder vokale Ticstörung (.89) [.73, 1.00] Enuresis (.88) [.77,.98] Enkopresis (1.00)/(.86 a ) [.55, 1.00] b 1.00/.97 a 0 3

8 326 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS DSM-IV-TR Spezifische Diagnosen Häufigkeiten % Kappa [95 % KI] Yule s Y / /+ +/ +/+ Major Depression (.89) [.79,.99 c ] Dysthyme Störung (.85) [.68, 1.00] Störung mit Trennungsangst (.95 [.93,.99 c ] Panikstörung ohne Agoraphobie Panikstörung mit Agoraphobie Agoraphobie ohne Panikstörung (1.00)/(.80 a ) [.36, 1.00] b 1.00/.96 a 0 2 Spezifische Phobie (.88 [.79,.96] Sozialphobie (.95 [.90,.99 c ] Selektiver Mutismus Zwangsstörung (.86) [.57, 1.00] 1.00/.93 a 0 3 Generalisierte Angststörung (.70) [.43,.96] Posttraumatische Belastungsstörung (1.00)/(.67 a ) [.00, 1.00] b 1.00/.95 a 0 1 Pica Anorexia Nervosa (1.00)/(.80 a ) [.36, 1.00] b 1.00/.96 a 0 2 Bulimia Nervosa (1.00)/(.67 a ) [.00, 1.00] b 1.00/.95 a 0 1 Binge Eating Disorder Primäre Insomnie (.72) [.52,.91] Primäre Hypersomnie Schlafstörung mit Alpträumen (1.00)/(.86 a ) [.55, 1.00] b 1.00/.97 a 0 3 Pavor Nocturnus Schlafstörung mit Schlafwandeln Anmerkungen. Kappa-Koeffizienten, die aufgrund einer Basisrate der jeweiligen Oberklasse von < 10 % (n = 26.4 (Formel: (+/+) + ((+/ ) + ( /+)/2)) eine Unterschätzung darstellen, sind in Klammer aufgeführt. a Pseudo-Bayes Schätzung von Kappa bzw. Y. nicht berechenbar. KI = Konfidenzintervalle. b Konfidenzintervall basierend auf Pseudo-Bayes Schätzung von Kappa. c Obergrenze des KI wurde abgerundet, 1.00 wurde nicht erreicht.

9 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS 327 Auf der Ebene der spezifischen Diagnosen lagen alle prozentualen Übereinstimmungen über %. Für die Interrater-Reliabilität der spezifischen Diagnosen über die Lebenszeit ergaben sich gute bis sehr gute Werte. Die Kappa-Werte lagen zwischen 0.88 und 0.95 und die Y-Werte zwischen 0.86 und Die globale prozentuale Übereinstimmung zeigte, dass in83.3 % (n = 220) der Interviews zwei Interviewer in allen Lebenszeitdiagnosen (aktuelle und frühere Diagnosen) übereinstimmten. Die maximale Anzahl komorbider Diagnosen betrug hierbei sieben. Bei Betrachtung der aktuellen Diagnosen stimmten in 87.9 % (n = 232) der Interviews beide Interviewer hinsichtlich aller Diagnosen überein. Bei 86.7 % (n = 229) dieser Fälle wurde Übereinstimmung hinsichtlich primärer und zusätzlicher Diagnose erzielt. Die maximale Anzahl aktueller Diagnosen betrug sechs. Interrater-Reliabilität (Eltern) bei ausschließlicher Betrachtung der Klinischen Stichprobe Nach Ausschluss der Kinder ohne Diagnosen psychischer Störungen, kann der Kappa-Koeffizient für die spezifischen Diagnosen ADHS (Kappa = 0.92), Störung mit oppositionellem Trotzverhalten (Kappa = 0.95) und Enuresis (Kappa = 0.90) interpretiert und als sehr gut eingeschätzt werden. Interrater-Reliabilität Kinder (Lebenszeitdiagnosen) Die Ergebnisse zur Interrater-Reliabilität für die Lebenszeitdiagnosen auf der Ebene von Oberklassen psychischer Störungen sowie auf der Ebene von spezifischen Diagnosen sind in den Tabellen 4 und 5 dargestellt. Die prozentuale Übereinstimmung der Oberklassen beträgt mindestens %. Die Interrater-Reliabilität der Oberklassen ist insgesamt gut bis sehr gut. Die Kappa-Werte liegen zwischen 0.90 und 0.92 und die Y-Werte liegen zwischen 0.94 und Auf der Ebene der spezifischen Lebenszeitdiagnosen lagen alle prozentualen Übereinstimmungen über %. Für die Interrater-Reliabilität der spezifischen Diagnosen über die Lebenszeit ergaben sich gute bis sehr gute Werte. Die Kappa-Werte lagen zwischen 0.92 und 0.98 und die Y-Werte zwischen 0.84 und Die globale prozentuale Übereinstimmung zeigte, dass in 90.6 % (n = 193) der Interviews zwei Interviewer in allen Lebenszeitdiagnosen (aktuelle und frühere Diagnosen) übereinstimmten, wobei die maximale Anzahl komorbider Diagnosen sieben betrug. In 92.0 % (n = 196) der Interviews stimmten zwei Interviewer hinsichtlich der aktuell bestehenden Diagnosen überein, davon stimmten in 92.0 % (n =196) der Fälle die beiden Interviewer auch hinsichtlich der Zuordnung der Diagnosen als primär bzw. zusätzlich überein. Die maximale Anzahl aktueller Diagnosen betrug fünf. Interrater-Reliabilität (Kinder) bei ausschließlicher Betrachtung der Klinischen Stichprobe Nach Ausschluss der Kinder ohne Diagnosen psychischer Störungen, kann der Kappa-Koeffizient für die spezifischen Diagnosen Major Depression (Kappa = 0.96), Soziale Phobie (Kappa = 0.96) und Primäre Insomnie (Kappa = 0.95) interpretiert und als sehr gut eingeschätzt werden. Fehleranalyse Eltern und Kinder Die häufigsten Fehlerquellen bei nichtübereinstimmenden Diagnosestellungen können für die Eltern- und Kinderinterviews der Tabelle 6 entnommen werden. Interrater-Reliabilität aktuelle und primäre Diagnosen Das zeitliche Auftreten von Diagnosen (aktuell bzw. früher) wird durch die Analysen anhand von Lebenszeitdiagnosen nicht berücksichtigt. Aus diesem Grund wurden die Reliabilitätsberechnungen ebenfalls für die Übereinstimmung aller aktuell bestehenden Diagnosen zum Zeitpunkt des Interviews sowie für die Primärdiagnose, welche aktuell vergeben wurde, durchgeführt. Übereinstimmend mit den Ergebnissen zu den Lebenszeitdiagnosen wurde für alle aktuellen Diagnosen auf der Basis der Oberklassen für die Elterninterviews die Expansiven Störungen, Ticstörungen, Angststörungen, Schlafstörungen sowie der Ausschluss von psychischen Störungen (keine Diagnosen) und auf der Basis spezifischer Störungsbereiche (Störung mit oppositionellem Trotzverhalten, Chronische motorische oder vokale Ticstörung, Major Depression, Dysthyme Störung, Störung mit Trennungsangst, Spezifische Phobie, Soziale Phobie, Generalisierte Angststörung und Primäre Insomnie) sehr gute Reliabilitätswerte ermittelt. Alle prozentualen Übereinstimmungen lagen über %. Die Kappa-Werte lagen zwischen 0.87 und 0.98 und die Yule s Y-Werte zwischen 0.88 und Die Übereinstimmung der aktuellen Diagnosen anhand der Kinderinterviews weisen für die Oberklassen (Ticstörungen, Angststörungen, Schlafstörungen und keine Diagnosen) sowie die Störungsebene (Störung mit Trennungsangst und Spezifische Phobie) ebenfalls sehr gute Reliabilitätswerte auf. Alle prozentualen Übereinstimmungen lagen über %. Die Kappa-Werte lagen zwischen 0.89 und 0.98 und die Yule s Y-Werte zwischen 0.87 und Ausführliche Tabellen zu den Reliabilitätsmaßen der aktuell bestehenden und der Primärdiagnosen können bei den Autoren angefordert werden.

10 328 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS Tabelle 4 Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS Kinderversion (Oberklasse, Lebenszeitdiagnosen) für die gesamte Stichprobe (N = 213) DSM-IV-TR Oberklassen Häufigkeiten % Kappa [95 % KI] Yule s Y / /+ +/ +/+ Expansive Störungen (.95) [.86, 1.00] 1.00/.96 a 1 11 Ticstörungen (.52) [.17,.87] Ausscheidungsstörungen (.95) [.84, 1.00] 1.00/.96 a 1 9 Affektive Störungen (.95) [.87, 1.00] 1.00/.96 a 2 20 Angststörungen [.84,.96] Essstörungen (1.00)/(.91 a ) [.72, 1.00] b 1.00/.97 a 0 5 Schlafstörungen (.90) [.79, 1.00] Keine Diagnosen [.86,.97] Anmerkungen. Kappa-Koeffizienten, die aufgrund einer Basisrate der jeweiligen Oberklasse von < 10 % (n = 21.3 (Formel: (+/+) + ((+/ ) + ( /+)/2)) eine Unterschätzung darstellen, sind in Klammer aufgeführt. a Pseudo-Bayes Schätzung von Kappa bzw. Y. nicht berechenbar. KI = Konfidenzintervalle. b Konfidenzintervall basierend auf Pseudo-Bayes Schätzung von Kappa. Tabelle 5 Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS Kinderversion (Störungsebene, Lebenszeitdiagnosen) für die gesamte Stichprobe (N = 213) DSM-IV-TR Spezifische Diagnosen Häufigkeiten % Kappa [95 % KI] Yule s Y / /+ +/ +/+ Aufmerksamkeitsdefizit-/Hyperaktivitätsstörung (.80) [.40, 1.00] 1.00/.90 a 1 2 Störung mit oppositionellem Trotzverhalten (1.00)/(.92 a ) [.76, 1.00] b 1.00/.97 a 0 6 Störung des Sozialverhaltens (.89) [.66, 1.00].93 a 0 4 Tourette-Störung (1.00)/(.67 a ) [.00, 1.00] b 1.00/.95 a 0 1 Chronische motorische oder vokale Ticstörung (.89) [.66, 1.00] 1.00/.93 a 1 4 Vorübergehende motorische oder vokale Ticstörung (.83) [.60, 1.00] Enuresis (.94) [.82, 1.00] 1.00/.96 a 1 8 Enkopresis (1.00)/(.80 a ) [.36, 1.00] b 1.00/.96 a 0 2

11 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS 329 DSM-IV-TR Spezifische Diagnosen Häufigkeiten % Kappa [95 % KI] Yule s Y / /+ +/ +/+ Major Depression (.94) [.85, 1.00] 1.00/.96 a 2 16 Dysthyme Störung (.92) [.77, 1.00] 1.00/.95 a 1 6 Störung mit Trennungsangst (.92 [.85,.99] Panikstörung ohne Agoraphobie Panikstörung mit Agoraphobie Agoraphobie ohne Panikstörung (.50) [.00, 1.00] Spezifische Phobie (.98 [.93, 1.00] 1.00/.97 a 1 25 Sozialphobie (.92) [.82, 1.00] Selektiver Mutismus Zwangsstörung (.86) [.57, 1.00] 1.00/0.92 a 1 3 Generalisierte Angststörung (.76) [.50, 1.00] 1.00/.92 a 3 5 Posttraumatische Belastungsstörung (1.00)/(.67 a ) [.00, 1.00] b 1.00/.95 a 0 1 Pica Anorexia Nervosa (1.00)/(.86 a ) [.55, 1.00] b 1.00/.96 a 0 3 Bulimia Nervosa (1.00)/(.67 a ) [.00, 1.00] b 1.00/.95 a 0 1 Binge Eating Disorder (1.00)/(.67 a ) [.00, 1.00] b 1.00/.95 a 0 1 Primäre Insomnie (.95) [.85, 1.00] 1.00/.96 a 1 10 Primäre Hypersomnie (.67) [.01, 1.00] 1.00/.84 a 0 1 Schlafstörung mit Alpträumen (.89) [.67, 1.00] 1.00/.93 a 1 4 Anmerkungen. Kappa-Koeffizienten, die aufgrund einer Basisrate der jeweiligen Oberklasse von < 10 % (n = 21.3 (Formel: (+/+) + ((+/ ) + ( /+)/2)) eine Unterschätzung darstellen, sind in Klammer aufgeführt. a Pseudo-Bayes Schätzung von Kappa bzw. Y. nicht berechenbar. KI = Konfidenzintervalle. b Konfidenzintervall basierend auf Pseudo-Bayes Schätzung von Kappa.

12 330 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS Tabelle 6 Fehleranalyse des Kinder-DIPS Eltern- und Kinderversion (Störungsebene, Lebenszeitdiagnosen) für die gesamte Stichprobe Elternversion Kinderversion Oberklassen (n) Oberklassen (%) Oberklassen (n) Oberklassen (%) Interviewfehler Sprungregel falsch angewendet Starke Abweichung von standardisierten Fragen Ungenügende Folgefragen zur Diagnosestellung Protokollierungsfehler Unvollständigkeit der Befragung Andere Gründe Auswertungsfehler DSM-Kriterien falsch angewendet Differentialdiagnostische Aspekte falsch beachtet Unterschiedliche Symptomgewichtung bezüglich Symptomen bezüglich Leiden/Beeinträchtigung Qualität der Tonaufnahme Antwort wurde nicht verstanden Ein Teil der Aufnahme fehlt (Qualität der Aufnahme) Unterschiedliche differentialdiagnostische Bewertung DSM-IV-TR oder Kinder-DIPS unpräzise/unklar Total Tabelle 7 Binäre logistische Regression der vorhersagenden Wahrscheinlichkeit für übereinstimmende Diagnosestellung zwischen zwei Interviewern in Abhängigkeit des Alters und Geschlechts des interviewten Kindes (gesamte Stichprobe, N = 213) Prädiktor B SD Odds Ratio (= e B ) 95 % KI des Odds Ratio p Wald s χ 2 Untere Grenze Obere Grenze Konstante Alter Geschlecht (männlich = 1, weiblich = 2) Alter Geschlecht Anmerkungen. SD = Standardfehler; KI = Konfidenzintervall. R 2 = (Hosmer & Lemeshow),.02 (Cox & Snell),.04 (Nagelkerke). Modell χ 2 (3) = 3.72, p =.29. Tabelle 8 Binäre logistische Regression der vorhersagenden Wahrscheinlichkeit für übereinstimmende Diagnosestellung zwischen zwei Interviewern in Abhängigkeit des Alters und Geschlechts des interviewten Kindes (nach Ausschluss der Kinder ohne Diagnose, n = 106) Prädiktor B SD Odds Ratio (= e B ) 95 % KI des Odds Ratio p Wald s χ 2 Untere Grenze Obere Grenze Konstante Alter Geschlecht (männlich = 1, weiblich = 2) Alter Geschlecht Anmerkungen. SD = Standardfehler; KI = Konfidenzintervall. R 2 = 7.85 (Hosmer & Lemeshow),.03 (Cox & Snell),.05 (Nagelkerke). Modell χ 2 (3) = 3.61, p =.31.

13 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS 331 Einfluss des Alters und des Geschlechts der interviewten Kinder Zusätzlich wurde untersucht, ob das Geschlecht und das Alter einen Einfluss auf die Reliabilitätswerte der Kinderinterviews haben. Die deskriptiven Vergleiche ergaben, dass das Geschlecht keinen Einfluss auf die Reliabilitätswerte der Lebenszeitdiagnosen auf der Ebene von Oberklassen hat (ausführliche Tabellen können bei den Autoren angefordert werden). Der Vergleich der Alterskategorien ( Jahre, Jahre, älter als 12 Jahre) der Kinderinterviews ergab für die Lebenszeitdiagnosen auf der Ebene der Oberklassen keine nennenswerten Unterschiede hinsichtlich der Reliabilitätswerte. Die geringste prozentuale Übereinstimmung betrug über die drei Kategorien % (Ticstörungen), der niedrigste Kappa-Wert betrug 0.86 (Schlafstörungen) und der niedrigste Yule s Y-Wert betrug 0.75 (Expansive Störungen). Nach Burke (1986) können diese Werte als sehr gute Übereinstimmungen interpretiert werden. Für die spezifischen Lebenszeitdiagnosen Störung mit Trennungsangst, Spezifische Phobie und Soziale Phobie zeigte sich deskriptiv, dass auch hier keine Altersunterschiede in Bezug auf die Reliabilitätswerte bestehen. Die Alterskategorie der jüngsten Kinder wurde nochmals in zwei Gruppen eingeteilt, um den Einfluss des Alters zu untersuchen. Die Gruppe der 6.00 bis 7.99-Jährigen unterschied sich nicht nennenswert von der Gruppe der 8.00 bis 9.99-Jährigen und die Gruppe der 6.0 bis 8.99-Jährigen unterschied sich nicht von der Gruppe der 9.0 bis 9.99-Jährigen hinsichtlich der Reliabilitätswerte. Die Interrater-Reliabilität für die Lebenszeitdiagnosen auf der Ebene der Oberklassen sowie die überprüften spezifischen Lebenszeitdiagnosen ergab gute bis sehr gute Werte (ausführliche Tabellen können bei den Autoren angefordert werden). Die kontinuierliche Testung des möglichen Einflusses des Alters und Geschlechts der interviewten Kinder auf die Übereinstimmung zwischen zwei Interviewern hinsichtlich der Diagnosestellung, wurde mittels einer binären logistischen Regressionsanalyse überprüft. Tabelle 7 können die Ergebnisse für die Gesamtstichprobe der Kinderinterviews (N = 213) und Tabelle 8 können die Ergebnisse der Teilstichprobe der Kinderinterviews nach Ausschluss der gesunden Kinder (N = 106), d. h. ohne Diagnosen einer psychischen Störung, entnommen werden. Die Ergebnisse verweisen darauf, dass die Wahrscheinlichkeit für eine Diagnose-Übereinstimmung zweier Interviewer weder durch das Alter noch durch das Geschlecht des interviewten Kindes signifikant beeinflusst wird. Diskussion Die Ergebnisse der vorliegenden Studie zur Interrater-Reliabilität zeigen, dass die 2. Auflage des Kinder-DIPS gute bis sehr gute Interrater-Reliabilitäten aufweist, welche vergleichbar mit jenen der 1. Auflage des Kinder-DIPS (Unnewehr et al., 1995) sind. Aufgrund der umfangreicheren Stichprobengröße sowie der höheren Auftretenshäufigkeit spezifischer Störungsbereiche, konnten für die vorliegende Untersuchung im Vergleich zur Überprüfung der 1. Auflage für weitere Störungsbilder Reliabilitätsmaße berechnet und interpretiert werden. Gute bis sehr gute Interrater-Reliabilitäten ergaben sich für die Eltern- und Kinderversion der Kinder-DIPS-Oberklassen Expansive Störungen, Ticstörungen, Ausscheidungsstörungen, Affektive Störungen, Angststörungen, Essstörungen und Schlafstörungen. Anhand der Kinderinterviews konnten neben der prozentualen Übereinstimmung, welche mindestens bei % lag, für 23 der 27 spezifischen Kinder-DIPS-Diagnosen, weitere Übereinstimmungsmaße berechnet werden (Ausnahme: Panikstörung ohne/mit Agoraphobie, Selektiver Mutismus und Pica). Alle Kappa- und Y-Koeffizienten sind als gut bis sehr gut zu interpretieren (Ausnahme: Agoraphobie ohne Panikstörung, Kappa = 0.50). Für 21 der 29 spezifischen Diagnosen der Elterninterviews konnten neben der prozentualen Übereinstimmung, welche mindestens bei % lag, weitere Übereinstimmungsmaße berechnet werden (Ausnahmen: Panikstörung ohne/mit Agoraphobie, Selektiver Mutismus, Pica, BED, Primäre Hypersomnie, Pavor Nocturnus und Schlafstörung mit Schlafwandeln). Alle Kappa- und Y-Koeffizienten können als gut bis sehr gut interpretiert werden. Der Ausschluss von psychischen Störungen erwies sich für die Eltern- (98.86 %) und die Kinderversion (95.78 %) ebenfalls als sehr reliabel. Mittels der Methode der Pseudo-Bayes Schätzung (Bishop et al., 2007) konnten Kappa- und Y-Koeffizienten für Störungsbilder mit einer zu geringen Basisrate (< 10 %) berechnet und interpretiert werden. Nach Ausschluss der Kinder ohne psychische Störungen konnten weitere Kappa-Koeffizienten auf der Basis von Lebenszeitdiagnosen für spezifische Diagnosen der Eltern- und Kinderinterviews interpretiert und als sehr gut eingeschätzt werden. Ergebnisse im Vergleich zu weiteren deutschsprachigen klinischen Interviews Die Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS kann nur bedingt mit den Gütekriterien anderer deutschsprachiger Interviews verglichen werden. Mit einem Kappa von 0.71 und einer prozentualen Übereinstimmung von 79 % liegen ebenfalls gute Interrater-Reliabilitätsmaße der Diagnosestellung anhand des MEI (Esser et al., 1989) vor. Diese wurden jedoch anhand von nur 34 Interviews erhoben und bedürfen daher einer Replikation an einer größeren Stichprobe, die es auch erlaubt, für spezifische Störungsbilder Gütekriterien zu bestimmen. Die Befunde zur Prüfung einiger Symptomskalen des CASCAP-D lassen keinen Vergleich mit der Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS zu, da anhand des CASCAP-D keine Diagnosestellung erfolgt (Döpfner, Berner, Schwitzgebel & Lehmkuhl, 1994). Aus Mangel an publizierten Befunden zur Reliabilität der

14 332 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS Checklisten des DISYPS-II (Döpfner et al., 2008) und des K-SADS (Delmo et al., 2001), können ebenfalls keine weitergehenden Vergleiche mit Reliabilitätsbefunden deutschsprachiger diagnostischer Verfahren berichtet werden. Fehlerquellen In 44 der 264 Eltern- sowie 20 der 213 Kinderinterview lag keine Übereinstimmung zwischen zwei Interviewern in allen Lebenszeitdiagnosen vor. Als häufigste Fehlerquelle wurde die fehlerhafte Anwendung der DSM-IV-TR-Kriterien (Auswertungsfehler) ermittelt. Über alle Interviews betrachtet, ist die Fehlerquote jedoch relativ gering. Da das Kinder-DIPS auf dem DSM aufbaut, kann die Reliabilitätsprüfung des Kinder-DIPS auch als Überprüfung der Reliabilität der Diagnosekriterien des DSM-IV-TR betrachtet werden. Diese enge Verknüpfung mit dem DSM-IV-TR machte das Kinder-DIPS abhängig von der Gültigkeit und Veränderungen des Klassifikationssystems. Somit können strukturierte und standardisierte Interviews lediglich so reliabel sein, wie das Klassifikationssystem auf dem sie beruhen. Einfluss des Geschlechts und des Alters der Kinder auf die Reliabilität In der vorliegenden Untersuchung wurden einerseits die Reliabilitätsmaße getrennt nach Geschlecht sowie Alterskategorien der Kinderinterviews berechnet und deskriptiv verglichen und andererseits wurde eine binäre logistische Regressionsanalyse mit den Kovariablen Alter und Geschlecht der interviewten Kinder berechnet. Es zeigte sich, dass das Geschlecht des Kindes keinen Einfluss auf die Interrater-Reliabilität hat. Dieses Ergebnis steht im Gegensatz zu den Befunden von Herjanic et al. (1975), dass Mädchen reliablere Informanten sind als Jungen und bestätigt die Ergebnisse von Edelbrock et al. (1985) und Angold et al. (1996), wonach kein Geschlechtsunterschied für Reliabilitätswerte bzw. präzise Antworten im Rahmen diagnostischer Interviews vorhanden waren. Somit kann angenommen werden, dass die Reliabilität des Kinder-DIPS nicht mit dem Geschlecht des Kindes in Zusammenhang steht. Zur Anwendung von diagnostischen Interviews in Abhängigkeit vom Alter des Kindes liegen, wie oben berichtet, unterschiedliche Befunde vor (Angold et al., 1996; Edelbrock et al., 1985; Herjanic et al., 1975; Poustka, 1988). Dem Alter der Kinder konnte in der vorliegenden Untersuchung keine entscheidende Rolle hinsichtlich der Interrater-Reliabilitätsmaße beigemessen werden. Die prozentualen Übereinstimmungen, die Kappa- und die Y-Werte sind für die überprüften Alterskategorien deskriptiv vergleichbar und das Alter hat keinen signifikanten Einfluss auf die Übereinstimmung zwischen zwei Interviewern. Somit kann das Kinder-DIPS bereits mit Kindern im Grundschulalter durchgeführt werden. Die Ergebnisse der vorliegenden Untersuchung stehen in Einklang mit denjenigen von Herjanic et al. (1975), unterscheiden sich jedoch von jenen von Angold et al. (1996), Edelbrock et al. (1985) und der Lehrmeinung von Poustka (1988). Bei der Rekrutierung wurde speziell darauf geachtet, dass neben den Interviews im Rahmen des Forschungsprojekts, Kinder und Eltern aus klinisch-psychiatrischen und schulpsychologischen Institutionen rekrutiert wurden. Der häufige Einwand, dass strukturierte Interviews primär im Forschungskontext reliabel durchführbar sind, kann durch die Ergebnisse der vorliegen Studie nicht bestätigt werden. Es zeigte sich, dass unabhängig vom Rekrutierungsort und dem Alter der Kinder reliable Interviewergebnisse erzielt werden konnten. Einschränkungen Einschränkend muss erwähnt werden, dass aufgrund kleiner Stichprobengrößen, auch nach Ausschluss von Kindern ohne psychische Störungen, für spezifische Störungsbereiche (Elterninterviews: Tic-, Ess- und Schlafstörungen; Kinderinterviews: Tic-, Ausscheidungs- und Schlafstörungen) eine abschließende Interpretation und Beurteilung der Interrater-Reliabilität nicht möglich ist und die Befunde als vorläufig betrachtet werden müssen. Des Weiteren waren die Studienbedingungen für die Teilnehmenden der drei Teilstichproben nicht exakt identisch. Für das Forschungsprojekt wurden spezifische Alterskategorien (6- bis 12-Jährige) rekrutiert und es bestand eine Zeitvorgabe bzgl. der Durchführung des Interviews. Diese gezielte Rekrutierung einer bestimmten Alterskategorie sowie der Zeitdruck zur Durchführung des Interviews bestanden in der Praxis nicht. Weiterhin wurden alle Interviews und Gegenkodierungen der Interviews in den beiden Praxisinstitutionen von Psychologen mit Bachelorabschluss durchgeführt. Die neun diplomierten Psychologinnen haben lediglich im Forschungskontext Interviews geführt. Aus diesem Grund konnte der Ausbildungsgrad bzw. die klinische Erfahrung der Interviewer, nicht berücksichtigt und nicht analysiert werden, ob der Ausbildungsstand mit der Interviewdauer oder höheren Reliabilitätswerten einhergeht. Aufgrund des standardisierten Trainings zur Durchführung des Kinder- DIPS, kann jedoch davon ausgegangen werden, dass alle Interviewer einen Mindeststandard an klinischer Erfahrung mit strukturierten Interviews aufwiesen. Weiter kann das Fehlen von näheren Angaben zum Bildungsstand der Eltern bemängelt werden. Der Einfluss von Schul- und Berufsbildung der Eltern hinsichtlich der Reliabilität der Interviewdaten konnte daher nicht untersucht werden. Schlussfolgerungen und Ausblick Basierend auf den Ergebnissen kann gezeigt werden, dass das Kinder-DIPS ein reliables Erhebungsinstrument für die Di-

15 M. Neuschwander et al.: Interrater-Reliabilität des Kinder-DIPS 333 agnostik psychischer Störungen sowie für den Ausschluss psychischer Störungen im Kindes- und Jugendalter anhand von Eltern- und Kindinformationen ist. Zudem ist die untersuchte Stichprobe der Eltern (N = 264) und Kinder (N =213) auch im internationalen Kontext als groß zu betrachten, die Geschlechterverteilung der Kinder ist ausgeglichen, es wurden Interviews im Forschungskontext sowie in der Praxis durchgeführt, ein breites Spektrum hinsichtlich des Alters der Kinder konnte berücksichtigt werden und neben genügend Deutschkenntnissen wurde auf weitere Ausschlusskriterien verzichtet. Es zeigten sich gute bis sehr gute Reliabilitätsmaße, unabhängig vom Alter und Geschlecht der Kinder. Die vorliegenden Ergebnisse und Hinweise, dass auch klinische Beurteiler vom Einsatz strukturierter Interviews profitieren können (Dolle, Schulte-Körne, von Hofacker, Izat & Allgaier, 2012), machen das Kinder-DIPS für die Praxis und Forschung einsetzbar. In Anbetracht dieser Gegebenheiten können die Ergebnisse der psychometrischen Überprüfung des Kinder-DIPS als sehr gut beurteilt werden. Die vorliegenden Ergebnisse zur Interrater-Reliabilität sollen durch Untersuchungen zur Akzeptanz, Test-Retest-Reliabilität und zur Validitätsprüfung (in Vorbereitung) des Kinder-DIPS ergänzt werden. Ergebnisse zur Akzeptanz des Kinder-DIPS zeigen, dass Kinder und ihre Eltern am Interview wieder teilnehmen würden und sie sich durch die strukturierte Diagnostik gut verstanden fühlen (in Vorbereitung). Ein breiter Einsatz strukturierter Interviews erscheint daher wünschenswert und machbar (Seehagen, Pflug & Schneider, 2012). Abschließend soll darauf hingewiesen werden, dass strukturierte Interviews, wie das Kinder-DIPS, eines stringenten Trainings in Durchführung und Auswertung bedürfen. Nur so kann die reliable und valide Anwendung sichergestellt werden. Danksagung Die Autoren danken allen Kindern und Eltern für die Teilnahme an der Studie, allen Interviewern für die Durchführung und Auswertung der Interviews sowie der Kinder- und Jugendpsychiatrie Baselland und dem Schulpsychologischen Dienst Basel-Stadt für die Unterstützung des Forschungsprojektes. Literatur Ambrosini, P. (2000). Historical development and present status of the Schedule for Affective Disorders and Schizophrenia for School-Age Children (K-SADS). JournaloftheAmerican Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 39, American Psychiatric Association. (Eds.). (2000). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders Text Revision (DSM- IV-TR). Washington, DC: Autor. Angold, A. (2002). Diagnostic interviews with parents and children. In M. Rutter & E. Taylor (Hrsg.), Child and adolescent psychiatry (4th ed., pp ). Oxford: Blackwell Science. Angold, A., Erkanli, A., Costello, E. J. & Rutter, M. (1996). Precision, reliability and accuracy in the dating of symptom onsets in child and adolescent psychopathology. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 37, Asendorpf, J. & Wallbott, H. G. (1979). Maße der Beobachtungsübereinstimmung: Ein systematischer Vergleich. Zeitschrift für Sozialpsychologie, 10, Bishop, Y. M. M., Fienberg, S. E. & Holland, P. W. (2007). Discrete multivariate analysis: Theory and applications. New York: Springer. Bölte, S., Rühl, D., Schmötzer, G. & Poustka, F. (2005). Diagnostisches Interview für Autismus Revidiert (ADI-R). Bern: Huber. Breton, J.-J., Bergeron, L., Valla, J.-P., Lapine, S., Houde, L. & Gaudet, N. (1995). Do children aged 9 11 years unterstand the DISC version 2.25 questions? Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 34, Burke, J. D. (1986). Diagnostic categorization by the Diagnostic Interview Schedule (DIS): A comparison with other methods of assessment. In J. Barrett & R. M. Rose (Eds.), Mental disorders in the community (pp ). New York: Guilford. Cohen, J. (1960). A coefficient of agreement for nominal scales. Educational and Psychological Measurement, 20, Costello, E. J., Egger, H. & Angold, A. (2005). 10-year research update review: The epidemiology of child and adolescent psychiatry disorders: I. methods and public health burden. Journal of the American Academy Child and Adolescent Psychiatry, 44, Delmo, C., Weiffenbach, O., Gabriel, M., Stadler, C. & Poustka, F. (2001). Diagnostisches Interview. Kiddie-Sads-Present and Lifetime Version (K-SADS-PL). Frankfurt am Main: Klinik für Psychiatrie und Psychotherapie des Kindes- und Jugendalters. Dolle, K., Schulte-Körne, G., von Hofacker, N., Izat, Y. & Allgaier A.-K. (2012). Übereinstimmung von klinischer Diagnose, strukturierten Interviews und Selbstbeurteilungsfragebögen bei Depression im Kindes- und Jugendalter. Zeitschrift für Kinder- und Jugendpsychiatrie und Psychotherapie, 40, Döpfner, M., Berner, W., Flechtner, H., Lehmkuhl, G. & Steinhausen, H.-C. (1999). Psychopathologisches Befund-System für Kinder und Jugendliche (CASCAP-D). Göttingen: Hogrefe. Döpfner, M., Berner, W., Schwitzgebel, P. & Lehmkuhl, G. (1994). Dimensionen psychischer Störungen bei Kindern und Jugendlichen auf der Basis klinischer Beurteilungen. Zeitschrift für Kinder- und Jugendpsychiatrie, 22, Döpfner, M., Görtz-Dorten, A. & Lehmkuhl, G. (2008). DISYPS- II. Diagnostik-System für Psychische Störungen nach ICD-10 und DSM-IV für Kinder und Jugendliche II. Bern: Huber. Edelbrock, C., Costello, A. J., Dulcan, M. K., Kalas, R. & Conover, N. C. (1985). Age differences in the reliability of the psychiatric interview of the child. Child Development, 56, Eschmann, S., Weber Häner, Y. & Steinhausen, H.-C. (2007). Die Prävalenz psychischer Störungen bei Kindern und Jugendlichen unter Berücksichtigung soziodemografischer Merkmale. Zeitschrift für Klinische Psychologie und Psychotherapie, 36, Essau, C., Karpinski, N. A., Petermann, F. & Conradt, J. (1998). Häufigkeit und Komorbidität psychischer Störungen bei Jugendlichen: Ergebnisse der Bremer Jugendstudie. Zeitschrift für Klinische Psychologie, Psychiatrie und Psychotherapie, 46,