ArchivDeutsches Ärzteblatt PP10/2015Therapie von Schulvermeidern mit psychiatrischen Erkrankungen
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Schulabsentismus geht mit der Gefahr einher, die Bildungskarriere abzubrechen (1), und ist mit einem erhöhten Risiko für Schulversagen, Arbeitslosigkeit und psychische Störungen assoziiert (2, 3). Circa 5–10 % der deutschen Schüler bleiben in erheblichem Umfang der Schule fern (> fünfmal unentschuldigtes Fehlen/Schuljahr) (4, 5). Schulabsentismus, der mit dem Auftreten psychischer Symptome einhergeht, wird als schulvermeidendes Verhalten definiert (68). Hieraus ergibt sich die Notwendigkeit, effektive Behandlungsstrategien zu evaluieren.

Zwei Längsschnittstudien verzeichnen Erfolge der stationären beziehungsweise ambulanten kognitiven Verhaltenstherapie (KVT) im Hinblick auf die Psychopathologie und den Schulbesuch. Walter et al. ([9], Deutschland) wiesen eine Steigerung des Anteils der regulären Schulbesucher direkt nach stationärer KVT auf 87,1 % nach. Heyne et al. ([10], Australien) erreichten eine Schulbesuchsrate von 40,5 % im ambulanten Setting. Die Patienten litten vorwiegend unter Angst- und/oder depressiven Störungen. Die Verbesserungen in der Studie von Heyne et al. (10) erklären sich nach Maric et al. (11) teilweise durch den vermittelnden Effekt der Selbstwirksamkeitserwartung, die mit besseren Schulleistungen assoziiert ist (12).

Die Untersuchung des Effektes einer KVT auf den Schulbesuch erfolgte bisher durch drei randomisiert-kontrollierte Studien (RCT). King et al. (13) konnten die Überlegenheit einer ambulanten KVT für Angstpatienten gegenüber einer Wartelistenbedingung im Hinblick auf den Schulbesuch nachweisen (n = 2 ×17 Patienten). Last et al. (14) hingegen fanden für Patienten mit einer Schulphobie (Trennungsangst), die randomisiert einer KVT- oder einer Psychoedukationsbehandlung zugewiesen wurden (n = 32 beziehungsweise n = 24), insgesamt eine Verbesserung des Schulbesuchs, aber keine Gruppenunterschiede. Im Gruppenvergleich besserte sich die Angstsymptomatik signifikant stärker bei Patienten aus der Psychoedukationsgruppe; die depressive Symptomatik reduzierte sich signifikant in der KVT-Gruppe. Die Gegenüberstellung einer KVT, eines Eltern-Lehrer-Trainings sowie der Kombination aus beiden Ansätzen für Patienten mit einer primären Angststörung erfolgte durch die australische Arbeitsgruppe um Heyne (15) (n = 21 versus n = 20 versus n = 20; RCT). Hier fanden sich circa 4,5 Monate nach Therapieende keine signifikanten Gruppenunterschiede.

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Ziel der vorliegenden Studie war die Evaluierung einer multimodalen, multiprofessionellen verhaltenstherapeutischen Behandlungskonzeption (Manualbedingung [MB]) im Vergleich zur Therapie durch niedergelassene Kinder- und Jugendpsychiater im regulären Hilfesystem (Standardbedingung [SB]). Überprüft wurden hierfür vor sowie sechs und zwölf Monate nach Behandlungsbeginn:

  • als primärer Endpunkt: der Anteil der besuchten Unterrichtsstunden innerhalb der fünf Schultage vor dem Erhebungsstichtag (eingeteilt in kein, partieller oder regulärer Schulbesuch)
  • als weitere Endpunkte: der Schweregrad der Psychopathologie und die Selbstwirksamkeitserwartung.

Methode

Design

Die Studie basiert auf einem randomisiert-kontrollierten Parallelgruppen-Design mit drei Messzeitpunkten im Abstand von jeweils sechs Monaten. Die Patienten wurden aus dem laufenden klinischen Betrieb der Spezialambulanz für Kinder und Jugendliche mit schulvermeidendem Verhalten des LVR-Klinikums Essen rekrutiert. Die Ein- und Ausschlusskriterien finden sich in Kasten 1. Ausgehend von den Daten der genannten RCTs wurde diese Studie initial für einen stetigen Endpunkt geplant. Die Fallzahlplanung basiert auf der Annahme einer Effektgröße von 0,25 für den Behandlungsunterschied bezüglich des stetigen Endpunktes „Anteil der besuchten Unterrichtsstunden innerhalb der fünf Schultage vor dem Erhebungsstichtag“. Mit einer Fallzahl von insgesamt 156 Patienten kann der angenommene Gruppenunterschied durch eine Kovarianzanalyse („analysis of covariance“, ANCOVA) (F-Test), unter Berücksichtigung des beobachteten Endpunktes zum vorherigen Messzeitpunkt als Kovariate, zu einem zweiseitigen Signifikanzniveau von 5 % und mit einer Power von 80 % aufgedeckt werden (G*Power, Version 3.1.9.2). Die Patienten wurden zentral durch eine unabhängige Stelle (Zentrum für Klinische Studien des Universitätsklinikums Essen) adaptiv randomisiert (Stratifizierung nach Geschlecht und Alter unter/über 15 Jahre im Biased-Coin-Verfahren). Die Randomisierung erfolgte computergestützt mittels RITA-Programm (Randomization In Treatment Arms [16]). Die Studie erhielt die Zustimmung der zuständigen Ethikkommission.

Ein- und Ausschlusskriterien
Kasten 1
Ein- und Ausschlusskriterien

Intervention: Manualbedingung

Patienten der Gruppe „Therapie unter Manualbedingung (MB)“ erhielten eine multimodale Behandlung. Die spezifizierte KVT ist gleichermaßen auf die Schulvermeidung und die psychische Störung ausgerichtet. Das Manual umfasst vier Module (17), von denen das Modul „Kognitive Verhaltenstherapie“ als das wichtigste anzusehen ist. Da Schulvermeider einerseits sich als schwer motivierbar zeigen, andererseits ein breites Spektrum psychischer Störungen aufweisen, liegt der Schwerpunkt hier auf der Motivations- und Planungsphase der Therapie (Kasten 2; weiterführende Informationen zu Diagnostik und Therapie unter MB finden sich im eKasten).

Inhalte der vier Module des Schulvermeidermanuals und Durchführung
Kasten 2
Inhalte der vier Module des Schulvermeidermanuals und Durchführung
Weiterführende Informationen zu Diagnostik und Therapie unter Manualbedingung (MB)
eKasten
Weiterführende Informationen zu Diagnostik und Therapie unter Manualbedingung (MB)

Das Modul „Familienberatung“ beinhaltet verschiedene stützende und erzieherische Interventionen für Eltern und Kind. Die Interventionen des Moduls „Schulische Beratung“ behandeln die schulische Perspektive der Schulvermeidung und das Modul „Psychoedukatives Sportprogramm“ dient dazu, die körperliche Grundfitness zu stärken sowie psychosoziale Kompetenzen zu vermitteln.

Intervention: Standardbedingung

Patienten der Gruppe „Therapie unter Standardbedingung (SB)“ wurde nach abgeschlossener Diagnostik die Weiterbehandlung bei einem von zehn kooperierenden niedergelassenen Kinder- und Jugendpsychiatern empfohlen. Je nach Behandler und entsprechend dem psychiatrischen Behandlungssystem erhielten sie gemäß Kooperationsvereinbarung innerhalb von vier Wochen eine psychodynamische, verhaltenstherapeutische oder systemische Behandlung und/oder Psychopharmakotherapie, zunächst im ambulanten Setting.

Definition der Studienendpunkte

Als primärer Endpunkt fungierte der ordinal skalierte Anteil der besuchten Unterrichtsstunden innerhalb der fünf Schultage vor dem Erhebungsstichtag, gemessen zu drei Untersuchungszeitpunkten: vor Behandlungsbeginn, nach sechs und nach zwölf Monaten. Aufgrund der Verteilung des primären Endpunktes (Häufung bei 0 und 100 %) erfolgte in Abänderung des ursprünglichen Studienprotokolls eine Ordinalskalierung des primären Endpunktes in „kein“ (< 10 %), „partieller“ (≥ 10 + < 90 %) oder „regulärer“ (≥ 90 %) Schulbesuch. Die primären sowie weitere Endpunkte und Messinstrumente werden in der eTabelle 1 beschrieben.

Beschreibung der Endpunkt-Variablen nach Messzeitpunkten (alle verfügbaren Fälle)
Tabelle 1
Beschreibung der Endpunkt-Variablen nach Messzeitpunkten (alle verfügbaren Fälle)
Beschreibung der Studienendpunkte und Messinstrumente
eTabelle 1
Beschreibung der Studienendpunkte und Messinstrumente

Die genannten Fragebögen zur Erfassung der Endpunkte wurden zum ersten Messzeitpunkt (T1) sowie sechs Monate (T2,) später als Präsenzinterview eingesetzt. Beim Telefoninterview (T3) zwölf Monate nach T1 wurden die gleichen Fragebögen genutzt. Um den Umfang der Befragung überschaubar zu halten, wurden die Version der Child Behaviour Checklist 4–18 (CBCL) für die Eltern und die Symptom Checklist-90-R (SCL-90-R) – mit Ausnahme der Skalen „Depression“ und „Angst“ – nicht verwendet.

Statistik

Für die Auswertung wurde das „intention to treat“ (ITT)-Kollektiv herangezogen. Der primäre Endpunkt wurde marginal in einem „proportional odds modell“, basierend auf der Methode der „generalized estimating equations“ (GEE; [28]), modelliert. Für die Auswertung des Behandlungsunterschieds wurden der Untersuchungszeitpunkt (T1–T3) und die Wechselwirkung zwischen Behandlung und Untersuchungszeitpunkt im Modell berücksichtigt. Zur Analyse der sekundären Endpunkte wurden die Faktoren Behandlung, Untersuchungszeitpunkt und deren Wechselwirkung in einem linearen, gemischten Modell mit unstrukturierter Kovarianzmatrix untersucht (29). Es wurde nicht für multiples Testen adjustiert und alle p-Werte sind deskriptiv zu verstehen.

Um eine mögliche Verzerrung der Ergebnisse aufgrund fehlender Werte analysieren zu können, wurden Fehlstrukturen in beiden Behandlungsgruppen verglichen, Charakteristika von Patienten mit und ohne fehlenden Werten gegenübergestellt sowie neben einer Analyse aller verfügbaren Daten (AAC, „all available cases“; das heißt T1–2, T1–3 oder T1–2–3) auch imputierte Datensätze ausgewertet. Unter der Annahme „missing not at random“ wurden für die nicht monotonen, fehlenden Werte des primären Endpunktes die Ausprägung „kein Schulbesuch“ unterstellt (Worst-case-Imputation). Für die normalverteilten weiteren Endpunkte wurde unter der Annahme „missing at random“, basierend auf Markov-Chain-Monte-Carlo(MCMC)-Methoden, multipel imputiert ([30]; multiple Imputationen (MI); fünf Imputationen). Des Weiteren wurde für alle Endpunkte das Ersetzungsverfahren (LOCF, „last observation carried forward“) angewendet. Die Analyse wurde mit der Software SAS, Version 9.4 erstellt.

Ergebnisse

Rekrutierung und Studienabbrecher

Zwischen Januar 2011 und Oktober 2012 nahmen konsekutiv 247 Patienten der Schulvermeiderambulanz sowie ihre Hauptbezugsperson an einer Screening-Untersuchung teil (Grafik).  112 Patienten wurden in die Studie eingeschlossen.

Rekrutierung und Erhebungsverlauf (nach [31])
Grafik
Rekrutierung und Erhebungsverlauf (nach [31])

Die Drop-out-Analysen ergaben keine Unterschiede (p > 0,05) zwischen regulären Studienteilnehmern und -abbrechern im Hinblick auf Variablen wie Alter, Geschlecht, sozioökonomischer Status, Schulbesuch, Psychopathologie oder Gruppenzugehörigkeit. Es deutet sich jedoch an, dass Patienten mit externalisierenden Störungen in geringerem Ausmaß als erwartet an der 1-Jahres-Katamnese teilnahmen (χ2 = 5,133; p = 0,077).

Soziodemografische Daten, Morbidität und Inanspruchnahme

Das Durchschnittsalter der Gesamtstichprobe betrug 14,8 Jahre (Spanne: 8,2–19,7 Jahre). 34 % der Patienten waren weiblich. Die Schüler entstammten allen Schulformen mit einem Schwerpunkt auf Realschulen und Gymnasien (je 33 %; eTabelle 2). Zwischen der MB und SB konnten keine Gruppenunterschiede bezüglich soziodemografischer Daten gefunden werden. Bei 51,8 % der Patienten wurde die Diagnose einer Verhaltens- und emotionaler Störungen mit Beginn in der Kindheit und Jugend gestellt, gefolgt von neurotischen, Belastungs- und somatoformen (47,3 %) sowie affektiven Störungen (27,7 %; eGrafik 1; Mehrfachdiagnosen lagen bei 42,9 % der Patienten vor). Es zeigten sich weder hinsichtlich der Diagnosen noch der Diagnosekategorien (eGrafik 2) deutliche Unterschiede zwischen den Patientengruppen.

Vergleich der randomisiert-kontrollierten Studien zur Behandlung von Schulvermeidung
Tabelle 2
Vergleich der randomisiert-kontrollierten Studien zur Behandlung von Schulvermeidung
Psychiatrische Morbidität (ICD-10; Mehrfachdiagnosen möglich)
eGrafik 1
Psychiatrische Morbidität (ICD-10; Mehrfachdiagnosen möglich)
Häufigkeit veschiedener Störungsbilder nach Diagnosekategorien
eGrafik 2
Häufigkeit veschiedener Störungsbilder nach Diagnosekategorien
Soziodemografische Daten
eTabelle 2
Soziodemografische Daten

In dem halben Jahr vor Studieneinschluss befanden sich zwei Patienten der MB-Gruppe insgesamt 49 Tage und ein Patient der SB-Gruppe für 40 Tage in einer stationären psychiatrischen Behandlung. Auch im ambulanten Bereich ergaben sich im selben Zeitraum bezüglich der Anzahl der sich in Therapie befindlichen Patienten sowie der in Anspruch genommen Stunden keine Unterschiede zwischen den Gruppen. Im 1-Jahres-Zeitraum nach Studieneinschluss verbrachten 8 Patienten der MB-Gruppe insgesamt 593 und 13 Patienten der SB-Gruppe 865 Tage stationär in der Kinder- und Jugendpsychiatrie. Im selben Zeitraum nahmen die Teilnehmer aus der MB-Gruppe 1 219 Stunden (davon 1 191 im Rahmen der Intervention) und aus der SB-Gruppe 221 Stunden eine ambulante psychiatrisch-psychotherapeutische Behandlung in Anspruch (eTabelle 3).

Nutzung der Krankenhausschule und Psychopharmakotherapie
eTabelle 3
Nutzung der Krankenhausschule und Psychopharmakotherapie

Primärer Studienendpunkt

Der Anteil der Patienten, die innerhalb der fünf Schultage vor T1 die Schule gar nicht besuchten, lag für die MB-Gruppe und SB-Gruppe bei 60,7 % beziehungsweise 57,1 % (AAC). Die Analyse des Behandlungsvergleiches (MB versus SB) zeigt, dass es zwischen beiden Behandlungsverfahren keinen Unterschied in der Regelmäßigkeit des Schulbesuchs für die beobachteten Zeitpunkte gab. Dies gilt sowohl für die AAC-Analyse (Odds Ratio [OR]: 1,05; 95-%-Konfidenzintervall [95-%-KI]: 0,58–1,90) als auch für die Auswertungen unter der LOCF- oder Worst-case-Annahme (OR: 0,89; 95-%-KI: 0,50–1,57 beziehungsweise 0,93; 0,55–1,55).

Die explorative Analyse weist auf einen Behandlungseffekt über die Zeit: Die Chance, die Frequenz des Schulbesuches zum zweiten Beobachtungszeitpunkt zu erhöhen, ist in der AAC-Analyse 6,9-mal so hoch wie zum ersten Beobachtungszeitpunkt (p < 0,001). Im Vergleich zwischen drittem zu zweitem Beobachtungszeitpunkt ergibt sich keine Veränderung der Häufigkeit des Schulbesuches (OR: 1,2; p = 0,708). Der Behandlungseffekt zwischen T1 und T2 findet sich auch in den Analysen unter LOCF- beziehungsweise Worst-case-Annahme, allerdings mit geringer ausgeprägten Chancen (T1 zu T2: OR: 3,5; p < 0,001 beziehungsweise OR:1,8; p = 0,009). Ein Interaktionseffekt „Zeit × Gruppe“ konnte nicht beobachtet werden.

Weitere Studienendpunkte

Für die AAC-Analyse und die Imputationsverfahren LOCF und MI gilt: Die explorative Analyse des Behandlungsvergleiches (MB versus SB) ergab für alle Imputationsverfahren keinen ausgeprägten Unterschied. Die Untersuchung zum Behandlungseffekt über die Zeit offenbart folgende Ergebnisse für alle oben genannten Analysebedingungen: Im Vergleich zwischen dem ersten und zweiten Beobachtungszeitpunkt kam es zu einer Reduktion des Schweregrades der Psychopathologie (CBCL-Gesamtwert, Depression, Angst; Ausnahme: lediglich Trend zur Verbesserung für den Parameter Angst unter MB) und zu einer deutlichen Optimierung der Selbstwirksamkeitserwartung. Zwischen dem zweiten und dritten Erhebungszeitpunkt verbesserte sich das Familienklima und die Selbstwirksamkeitserwartung.

Allein für die SCL-90-R-Skala „Depression“ stellte sich der Interaktionseffekt „Zeit × Gruppe“ in der AAC- und LOCF-Analyse mit einem p-Wert von ≤ 0,05 dar. Patienten der MB-Gruppe gaben hier über die Zeit eine leichte Verbesserung ihrer depressiven Symptomatik (um 2,9 Punkte) an (Tabelle 1).

Diskussion

Die vorliegende Studie ist nach derzeitigem Kenntnisstand der Autoren die erste randomisiert-kontrollierte Evaluation der Effektivität eines multimodalen, verhaltenstherapiebasierten Behandlungskonzepts für Schulvermeider mit breitem Diagnosespektrum.

Limitationen

Trotz Unterschreitens der ursprünglich angestrebten Fallzahl aufgrund der hohen Screening-Abbruchrate ist die Fallzahl im Vergleich zu den genannten RCTs hoch. Die durch die – in dieser Form a priori nicht erwartete – Verteilung der primären Zielvariable (Häufung bei 0 und 100 %) notwendig gewordene Veränderung des Auswertungskonzepts weist aufgrund des niedrigeren Skalenniveaus in Richtung einer erniedrigten Power des Studiendesigns.

Zu den Limitationen der vorliegenden Studie, die die Repräsentativität einschränken, zählt die Rate an Patienten, die das Screening abbrachen (29,2 % von N = 247). Möglicherweise erfordert ein geringes Veränderungspotenzial beziehungsweise eine geringe -motivation einiger Schulvermeider, sie ambulant aufzusuchen (zum Beispiel Hausbesuche). Die rasch eintretende Chronifizierung der Schulvermeidung (32) begründet das Fehlen einer Wartelistengruppe; King und Kollegen (13) wiesen jedoch eine Verbesserung der Frequenz des Schulbesuches für KVT-Patienten im Vergleich zur Wartegruppe nach, bei denen sich die Schulbesuchsrate nicht veränderte.

Die Drop-out-Quote zwischen den Messzeitpunkten von – je nach Gruppe – 44,6 % beziehungsweise 48,2 % (MB beziehungsweise SB; zwölf Monate nach T1) kann zu verzerrten Ergebnissen führen. Die Tatsache, dass keine wesentlichen Unterschiede zwischen Studien-adhärenten Patienten und Abbrechern gefunden wurden, ist möglicherweise mit der geringen Fallzahl beziehungsweise einer zu geringen Aussagekraft des Testes zu erklären. Aufgrund der Studienlage ist davon auszugehen, dass das Ausmaß der Schulvermeidung der Patienten, die nicht für das Follow-up erreicht werden konnten, gleich bleibt (zum Beispiel [13]). Dennoch wurden die Daten unter verschiedenen Prämissen beziehungsweise Imputationsverfahren analysiert. Die konservativste Annahme (Worst-case) geht davon aus, dass Patienten, die nicht an der Nachbeobachtung teilnahmen, die Schule gar nicht besuchen.

Ergebnisse der Studienendpunkte

Entgegen den Erwartungen findet sich für den primären Endpunkt kein Gruppenunterschied. Somit entsprechen die Resultate dieser Studie denen von Last et al. (14) sowie Heyne et al. (15), die ebenfalls keine Unterschiede zwischen verschiedenen Behandlungsverfahren fanden. Die Analyse der Daten unter ITT-Bedingungen führt möglicherweise zu einer Nivellierung eventueller Unterschiede zwischen den Behandlungsgruppen. Unter allen Annahmen kommt es zu einer Steigerung der Schulbesuchsquote insbesondere innerhalb des ersten halben Jahres nach Therapiebeginn. Möglicherweise werden die Chancen für einen regelmäßigen Schulbesuch unter der AAC-Annahme über- und der konservativen Worst-case-Annahme unterschätzt. Die LOCF-Analyse ergab eine um das 3,5-fach gesteigerte Chance, im Verlauf der Studie die Schule wieder regulär zu besuchen.

Unter der Annahme, dass ein 90-prozentiger Schulbesuch als regulär anzusehen ist (13, 33), ließ sich der Anteil der Schulbesucher in dieser Studie von 12,5 auf 65,5 % (MB, AAC, T1–T3) steigern. Diese Werte entsprechen in etwa den Angaben der Metaanalyse psychosozialer Interventionen nach Pina et al. (34) sowie den drei vorgenannten RCTs mit Ausnahme der Studie von King et al. ([13], Tabelle 2). In der vorliegenden Studie erhielten im Beobachtungsjahr unter der MB 34 beziehungsweise  8 Patienten und unter der SB 36 beziehungsweise 13 Patienten eine ambulante beziehungsweise (teil-) stationäre Therapie.

Auch für die weiteren Endpunkte lässt sich für beide Gruppen eine deutliche Verbesserung bereits in den ersten sechs Monaten feststellen. Ähnlich wie in der Studie von Last et al. (14) reduzierte sich die depressive Symptomatik über die Zeit in der MB-Gruppe stärker. Da die Effektstärke dieses Verlaufsunterschieds in der MB-Gruppe als klein zu bezeichnen ist (Cohens d = 0,3), sollten diese Ergebnisse nur mit Vorsicht interpretiert werden.

Resümee

Es zeigt sich allenfalls ein leichter Vorteil für die unter MB Behandelten – bei für die Gruppe nominell, aber nicht deutlich geringeren Gesundheitskosten im ersten Jahr nach Studieneinschluss (MB: circa 7 200 €; SB: circa 9 300 €; Weschenfelder et al., in Vorbereitung). Neben der Analyse der Bedingungsfaktoren für eine erfolgreiche Schulrückführung stehen künftig RCTs mit größeren Stichproben an, um die Komplexität des Phänomens besser zu erfassen. Um die Effektivität zu steigern und die Kosten zu senken, wäre eine Differenzialindikation für eine ambulante versus stationäre Therapie wünschenswert.

Die vorliegende Studie wurde beim Deutschen Register Klinischer Studien registriert
(DRKS-ID: DRKS00000738). Die Autoren danken dem Land NRW und der EU für die finanzielle Unterstützung (GW 187). Für die Realisierung der Studie danken die Autoren insbesondere H. Frey, J. Helmig, S.Kiessling, S. Mushoff-Küchenmeister, M. Schmitz, C. Ose, S. Spie, P. Vasen A. Wertgen sowie den kooperierenden Kinder- und Jugendpsychiatern.

Interessenkonflikt

Dr. Dr. Reissner, Prof. Hebebrand und Dr. Knollmann veröffentlichen das getestete Manual als Herausgeber im Kohlhammer-Verlag.

Die übrigen Autoren erklären, dass kein Interessenkonflikt besteht.

Manuskriptdaten
eingereicht: 7. 4. 2015, revidierte Fassung angenommen: 14. 7. 2015

Anschrift für die Verfasser
Dr. med. Dr. phil. Volker Reissner
Klinik für Psychiatrie, Psychosomatik und Psychotherapie
des Kindes- und Jugendalters
Kliniken und Insitut der Universität Duisburg-Essen,
LVR-Klinikum Essen
Wickenburgstraße 21, 45147 Essen
volker.reissner@uni-due.de

Zitierweise
Reissner V, Jost D, Krahn U, Knollmann M, Weschenfelder AK, Neumann A, Wasem J, Hebebrand J: The treatment school avoidance in children and adolescents with psychiatric illness—a randomized controlled trial. Dtsch Arztebl Int 2015; 112: 655–62.
DOI: 10.3238/arztebl.2015.0655

@The English version of this article is available online:
www.aerzteblatt-international.de

Zusatzmaterial
eKasten, eTabellen, eGrafiken:
www.aerzteblatt.de/15m0665 oder über QR-Code

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Klinik für Psychiatrie, Psychosomatik und Psychotherapie des Kindes- und Jugendalters,
Kliniken und Institut der Universität Duisburg-Essen, LVR-Klinikum Essen: Dr. med. Dr. phil. Reissner,
Dr. phil. Jost, Dr. phil. Knollmann, Prof. Dr. med. Hebebrand
IMIBE, Institut für Medizinische Informatik, Biometrie und Epidemiologie, Universitätsklinikum Essen:
Dr. rer. physiol. Krahn
Lehrstuhl für Medizinmanagement, Fachbereich Wirtschaftswissenschaften, Universität Duisburg-Essen: Weschenfelder M.Sc., PD Dr. med. Dr. rer. pol. Neumann, Prof. Dr. rer. pol. Wasem
Rekrutierung und Erhebungsverlauf (nach [31])
Grafik
Rekrutierung und Erhebungsverlauf (nach [31])
Ein- und Ausschlusskriterien
Kasten 1
Ein- und Ausschlusskriterien
Inhalte der vier Module des Schulvermeidermanuals und Durchführung
Kasten 2
Inhalte der vier Module des Schulvermeidermanuals und Durchführung
Beschreibung der Endpunkt-Variablen nach Messzeitpunkten (alle verfügbaren Fälle)
Tabelle 1
Beschreibung der Endpunkt-Variablen nach Messzeitpunkten (alle verfügbaren Fälle)
Vergleich der randomisiert-kontrollierten Studien zur Behandlung von Schulvermeidung
Tabelle 2
Vergleich der randomisiert-kontrollierten Studien zur Behandlung von Schulvermeidung
Psychiatrische Morbidität (ICD-10; Mehrfachdiagnosen möglich)
eGrafik 1
Psychiatrische Morbidität (ICD-10; Mehrfachdiagnosen möglich)
Häufigkeit veschiedener Störungsbilder nach Diagnosekategorien
eGrafik 2
Häufigkeit veschiedener Störungsbilder nach Diagnosekategorien
Weiterführende Informationen zu Diagnostik und Therapie unter Manualbedingung (MB)
eKasten
Weiterführende Informationen zu Diagnostik und Therapie unter Manualbedingung (MB)
Beschreibung der Studienendpunkte und Messinstrumente
eTabelle 1
Beschreibung der Studienendpunkte und Messinstrumente
Soziodemografische Daten
eTabelle 2
Soziodemografische Daten
Nutzung der Krankenhausschule und Psychopharmakotherapie
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Nutzung der Krankenhausschule und Psychopharmakotherapie
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