Zur Wirksamkeit der Behandlung von Sexualstraftätern

Zwei Studien (Dessecker, 1996; Dimmeck & Duncker, 1996) machten keine Angaben zum Therapiesetting. Nach eingehender Prüfung wurden beide dem stationären Setting zugeordnet. Eine andere Arbeit (Ahrens, 1990) war mit einem kombiniert ambulantstationärem Setting ein Sonderfall: eine CPA-Therapie mit ambulanter Nachbetreuung. Zwei Therapien hatten ein rein ambulantes Setting: einmal eine CPA-Therapie (Micheroli & Battegay, 1985), zum anderen eine österreichische „Nachbetreuungsambulanz“ (Wagner, Knecht & Bolterauer, 1997). Anfängliche Überlegungen, Rückfallzahlen in Abhängigkeit des therapeutischen Settings zu prüfen, wurden verworfen: Erstens ist das zahlenmässige Ungleichgewicht zu gross (zwei rein ambulante Settings gegenüber 14 stationären), zweitens dürfte es sich in Therapien mit ambulantem Setting um eine selektierte, leichter zu behandelnde Klientel handeln. Dieser Frage wird an anderer Stelle in der Moderatoranalyse nachgegangen. Jahr der Publikation. Für das Jahr der Publikation ergab sich ein Zeitraum von 1983 bis 1997 mit einem Median von Md=1994. Dieses in den letzten Jahren gestiegene Forschungsinteresse kann als Reaktion auf eine immer grösser werdende gesellschaftspolitische Relevanz des Themas gewertet werden. So berichtet Rüther (1998), allein die Presseberichterstattung zum Thema „Kindesmissbrauch“ habe sich von 1986 bis 1996 von 80 Veröffentlichungen jährlich auf 800 Veröffentlichungen verzehntfacht. Obwohl demgegenüber im gleichen Zeitraum die registrierten Sexualmorde um mehr als die Hälfte (1986: 61 Sexualmorde, 1995: 24 Sexualmorde) abnahmen (Rüther, 1998), sollte sich die Evaluationsforschung auch der Beantwortung von Fragen annehmen, die ihre Legitimation nicht aufgrund grosser Fallzahlen, sondern aufgrund des öffentlichen Interesses erhalten. 9.2 Prädiktorvariablen Stichprobengrösse. Die Stichprobengrösse der einzelnen Studien lag vor dem Anlegen diverser Ausschlusskriterien zwischen N = 13 und N = 508 Probanden, durchschnittlich ergab sich eine mittlere Stichprobenstärke von N = 136 bei insgesamt N = 2307 Probanden. Nachdem jedoch Ausschlusskriterien festgelegt worden waren, mussten die Stichproben der Primärstudien reduziert werden. Nun lag die Probandenanzahl zwischen N = 7 und N = 263, bei einer mittleren Stichprobenstärke von N = 84 und insgesamt N = 1434 Probanden. Somit verringerte sich die Gesamtstichprobengrösse um 37,8%. Aus allen Studien ergab sich eine mehr oder weniger grosse Zahl von Behandelten, jedoch nur aus zwei Studien (Berner & Karlick-Bolten, 1986; Dünkel & Geng, 1994) eine Stichprobe von Unbehandelten. Alle Werte von „Unbehandelten“, die sich auf den Angaben lediglich dieser zwei Studien gründen, müssen für eine stabilere 66 [...]

Follow-up-Zeitraum. Als zweites ist gerade im Bereich der Sexualstraftaten der Followup-Zeitraum ein wichtiges methodisches Kriterium: Bei längeren Follow-up-Zeiträumen erwartet man eine grössere Rückfallgefahr als bei kurzen. Dabei ist nicht nur an Differenzen zwischen, sondern bei Kontrollgruppen-Designs auch an Differenzen innerhalb der einzelnen Studien zu denken. Da beide Variablen (Follow-up-Zeitraum und Effektstärke) intervallskaliert sind, gilt auch hier die Produkt-Moment-Korrelation nach Formel 6.15. Lediglich die Stichprobenkennwerte werden durch Follow-up-Kennwerte (Fi, F, sF) ersetzt und für jeweils einen Gruppenvergleich eine Korrelation inklusive Signifikanztest berechnet: rF-1, rF-2, rF-3 und rF-4. Für den gewichteten Follow-up-Zeitraum wird kein Zusammenhangsmass berechnet, da hier Interaktionen zwischen dem Follow-up und der Stichprobengewichtung auftreten. Behandlungsart. Zumindest theoretisch können sich Unterschiede zwischen den verschiedenen therapeutischen Heransgehensweisen ergeben. Auch wenn man eine mögliche Vermischung unterschiedlicher Behandlungsarten in Rechnung stellt, kann man doch wenigstens drei Gruppen identifizieren: Medizinische Behandlungen, Einschlägige 58 [...]

Die 75%-Regel wird auf die Roh-Effektstärken angewandt. Ist der gefundene Wert grösser als 0.75, kann auf Homogenität der Effektstärken geschlossen werden. Ist er kleiner als 0.75, muss von einer Heterogenität der Effektstärken ausgegangen werden, was letztlich mehrere Metaanalysen über homogene Untersuchungsteilgruppen erforderlich machen würde. Weiterhin wird für alle vier Gruppen die Signifikanz des mittleren Gesamt-Effekts getestet und ein Konfidenzintervall gebildet. Umschliesst dieses Konfidenzintervall die Null, gilt die metaanalytisch ermittelte Gesamteffektstärke als nicht signifikant. Das Konfidenzintervall bildet sich nach der Formel ∆ - z(2,5%) ⋅ sδ ≤ δ ≤ ∆ + z(2,5%) ⋅ sδ mit ∆ sδ δ = gemittelte Effektstärke aller Primärstudien einer Gruppe, = s∆²-se² , = geschätzte Populationseffektgrösse. (6.12) [...]