Studienregistrierung Clinicaltrials.gov-Kennung: NCT01830088 https://clinicaltrials.gov/ct2/show/NCT01830088?term=Villab%C3%B8&draw=2&rank=1 Registrierungsdatum: 12. April 2013

Hintergrund

Depressive Störungen gehen mit anhaltenden emotionalen, biologischen und psychischen Symptomen einher, begleitet von einer Beeinträchtigung des sozialen Funktionsniveaus [1], und gehören zu den häufigsten psychischen Störungen im Jugendalter. Zu jedem beliebigen Zeitpunkt erfüllen fast 6% aller Jugendlichen die Kriterien einer Major Depression (MDD) [2]. Die Prävalenz der MDD steigt beim Übergang von der Kindheit ins Jugendalter [3], und die Störung betrifft fast doppelt so viele Mädchen wie Jungen [4]. Eine MDD im Jugendalter erhöht das Risiko weiterer depressiver Episoden im Erwachsenenalter [5]. Die MDD ist weltweit mit erheblicher Behinderung, Morbidität und Mortalität verbunden [6] und wurde als wichtiger Risikofaktor für suizidales Verhalten und Tod durch Suizid identifiziert [7]. Angesichts der hohen Prävalenz und der erheblichen Belastung durch Depression im Jugendalter hat die Entwicklung wirksamer Interventionen, die sich in der kommunalen psychiatrischen Versorgung umsetzen lassen, hohe Priorität.

Varianten der kognitiven Verhaltenstherapie (KVT) sind am umfassendsten erforscht, wurden als empirisch gestützte psychotherapeutische Ansätze ausgewiesen [8] und werden als Erstlinienbehandlung für Jugendliche mit mittelgradiger bis schwerer Depression empfohlen [9]. Mit der Anhäufung empirischer Daten aus randomisierten kontrollierten Studien (RCT) in den vergangenen Jahrzehnten zeigen mehrere Metaanalysen zur Behandlung depressiver Jugendlicher, dass die Interpersonelle Psychotherapie für Jugendliche (IPT—A), trotz einer deutlich schmaleren Evidenzbasis, neben der KVT eine gut etablierte Behandlungsoption ist [8, 10–18]. Eine neuere Metaanalyse berichtete eine kleine Effektstärke (0.29) für KVT und IPT bei jugendlicher Depression im Vergleich zu aktiven Kontrollgruppen [19]; zudem erreicht ein erheblicher Anteil der Jugendlichen keine Remission [19, 20]. Selbst wenn die Behandlung erfolgreich ist, sind die Rückfallraten hoch [21–23]. Eine Netzwerk-Metaanalyse zu den Effekten von Psychotherapien, Pharmakotherapien und ihrer Kombination bei der Behandlung mittelgradiger bis schwerer depressiver Störungen im Kindes- und Jugendalter ergab, dass Fluoxetin allein oder in Kombination mit KVT die beste Wahl für die Akutbehandlung ist [24]. Eine Kombination aus Psychotherapie und antidepressiver Medikation könnte die optimale Behandlung mittelgradiger bis schwerer Depression sein [25, 26]. Über Nutzen und Risiken der verschiedenen Ansätze zur Behandlung jugendlicher Depression ist jedoch wenig bekannt. Die Vorteile einer antidepressiven Medikation gegenüber einer Psychotherapie dürften begrenzt sein [27, 28]; nach einem systematischen Cochrane-Review von Cox et al. [29] scheint der Nutzen des Antidepressivums gegenüber Psychotherapie oder einem kombinierten Vorgehen über die Zeit nicht erhalten zu bleiben. Die Empfehlung der American Psychological Association (APA) zur evidenzbasierten Praxis in der Psychologie (EBPP) [30], definiert als Integration der besten verfügbaren Forschung mit klinischer Expertise im Kontext der Merkmale, der Kultur und der Präferenzen der behandelten Person, unterstreicht die Notwendigkeit fortgesetzter Anstrengungen zur Entwicklung und Verbesserung von Behandlungen.

Ein Ansatzpunkt, um die Behandlung der MDD bei Jugendlichen zu verbessern, ist eine stärkere Einbeziehung der Eltern in die Therapie. Eltern können bei der Entstehung und Aufrechterhaltung depressiver Symptome Jugendlicher eine wichtige Rolle spielen [31, 32]. Ungünstige Erziehungspraktiken, das Ausmaß depressiver Symptome eines Elternteils, Eltern-Kind-Konflikte und familiäre Dysfunktion im Allgemeinen gehören zu den Faktoren, die mit depressiven Symptomen Jugendlicher in Verbindung gebracht wurden [33]. Familienbasierte Interventionen könnten daher ein erhebliches Potenzial haben, bekannte Risikofaktoren jugendlicher Depression anzugehen, und könnten ein wirksamer Weg sein, Jugendliche und ihre Eltern in die Behandlung einzubinden. Die bindungsbasierte Familientherapie (ABFT), entwickelt von Diamond et al. (2002), wurde konzipiert, um Familien dabei zu helfen, zentrale familiäre Konflikte und Bindungsbrüche zu erkennen und aufzulösen, die Jugendliche daran gehindert haben, ihren Eltern zu vertrauen und sie als Quelle emotionaler Unterstützung zu nutzen. Die ABFT ist in erster Linie eine prozessorientierte, emotionsfokussierte Behandlung, die einem halbstrukturierten Behandlungsprotokoll folgt. Das Modell zielt darauf ab, sowohl das Funktionsniveau von Jugendlichen und Eltern als auch die Interaktionsprozesse zu verbessern, die für einen günstigen Kontext individueller Entwicklung wichtig sind.

Die empirische Stützung der ABFT ist im Entstehen begriffen [34–38], und auf Grundlage einer Studie aus dem Jahr 2010 wurde die ABFT als wahrscheinlich wirksame Behandlung für Jugendliche mit Suizidgedanken eingestuft [36, 39]. Dennoch ist die Evidenz weiterhin begrenzt und nicht eindeutig. In der ersten RCT, in der 12 Wochen ABFT mit einer 6-wöchigen Warteliste in einer Stichprobe von 32 Jugendlichen mit MDD verglichen wurden [35], berichteten Teilnehmende, die ABFT erhielten, über signifikant geringere depressive Symptome und waren nach der Behandlung häufiger remittiert als Teilnehmende der Wartelistengruppe. Mehrere Schwächen dieser Studie – etwa die kleine Stichprobe, die Warteliste als Vergleichsbedingung und die Tatsache, dass die Warteliste nur halb so lange dauerte wie die aktive Behandlung – ließen keine belastbaren Schlüsse auf die Wirksamkeit der Behandlung zu. In einer zweiten Studie [36] wurden 66 Jugendliche randomisiert ABFT oder einer erweiterten Regelversorgung zugeteilt, die der TAU der vorliegenden Studie ähnelte. Teilnehmende mit ABFT zeigten einen stärkeren und schnelleren Rückgang der Suizidgedanken, doch die ABFT war bei der Verringerung depressiver Symptome am Behandlungsende nicht wirksamer als die erweiterte Regelversorgung. In einer neueren Studie, die die Wirksamkeit der ABFT mit einer familiär erweiterten nichtdirektiven supportiven Therapie (FE-NST) verglich, führten beide Behandlungen zu deutlichen Rückgängen depressiver Symptome, doch die ABFT übertraf die FE-NST nicht bei der Verringerung der Suizidgedanken, dem primären Endpunkt der Studie [34]. Zudem erreichte in beiden Behandlungsgruppen eine beträchtliche Zahl Jugendlicher keine Remission.

Angesichts der mäßigen Ergebnisse anderer empirisch gestützter Behandlungen erscheint die weitere Erprobung vielversprechender alternativer Interventionen gerechtfertigt. Bislang wurde die ABFT in keiner RCT empirisch validiert, die außerhalb des Umfelds des Entwicklungsteams oder in anderen Ländern als den USA durchgeführt wurde. In der vorliegenden Studie wollten wir die Wirksamkeit der ABFT im Vergleich zur TAU, einer aktiven Kontrollbehandlung, bei der Verringerung depressiver Symptome von Jugendlichen mit MDD in Ambulanzen untersuchen, durchgeführt von regulären therapeutischen Fachkräften mit ABFT-Schulung. Unsere Haupthypothese lautete, dass mehr Jugendliche unter ABFT eine Remission der Depression erreichen würden als Jugendliche, die TAU erhielten.

Methode

Studiendesign

Die vorliegende Studie war eine zweiarmige randomisierte Studie mit Parallelgruppen, die ABFT und TAU verglich. Die Studie wurde von der regionalen Ethikkommission für medizinische Forschung in Südostnorwegen genehmigt, und das Protokoll wurde vorab registriert (http://www.clinicaltrials.gov NCT01830088). Einschlusskriterien waren (1) eine aktuelle Episode einer Major Depression gemäß DSM-IV [40], (2) ein Wert über 15 auf der Grid Hamilton Depression Rating Scale (GRID-HAMD, 40) und (3) ein aktuelles Zusammenleben mit der primären Bezugsperson. Ausschlusskriterien waren die Diagnose einer psychotischen Störung, einer Essstörung, einer bipolaren Störung, einer intellektuellen Beeinträchtigung oder einer tiefgreifenden Entwicklungsstörung.

Teilnehmende und Vorgehen

Die teilnehmenden Jugendlichen und ihre Familien wurden unter den Jugendlichen rekrutiert, die an zwei Ambulanzen der Kinder- und Jugendpsychiatrie (CAMHS) in Südostnorwegen überwiesen worden waren. Die Einrichtungen waren öffentlich finanziert, und alle Behandlungen wurden vom allgemeinen norwegischen Krankenversicherungssystem kostenfrei erbracht. Während des vorab festgelegten Rekrutierungszeitraums von September 2013 bis Januar 2016 wurden alle Überweisungen Jugendlicher (13—18 Jahre) auf Hinweise auf Depression oder depressive Kernsymptome (gedrückte Stimmung, Anhedonie oder Erschöpfung) geprüft. Mithilfe der Subskala „Affektive Probleme“ des Youth Self-Report [41], der in den CAMHS routinemäßig eingesetzt wird, wurden Jugendliche mit einem Wert > 6 identifiziert, zusätzlich zu Jugendlichen, die in ihrem Überweisungsschreiben als depressiv beschrieben wurden [42]. Auf diese Weise wurden 276 Personen identifiziert, kontaktiert und auf ihre Eignung für die Studie geprüft. Insgesamt wurden 160 Jugendliche mit dem Beck Depression Inventory-Second Edition (BDI-II) gescreent; danach durchliefen 100 Jugendliche und ihre Eltern eine vollständige klinische Untersuchung (siehe CONSORT-Diagramm, Abb. 1). Sie trafen in der CAMHS eine mit der Studie verbundene klinisch-psychologische Fachperson (erst- oder zweitgenannte verfassende Person), und es wurden die schriftliche informierte Einwilligung der Eltern und die Zustimmung der Jugendlichen eingeholt. Anschließend wurden Jugendliche und Eltern getrennt mit einem halbstrukturierten diagnostischen Interview befragt, dem Schedule for Affective Disorders and Schizophrenia for School-Age Children Present and Lifetime Version (K-SADS-PL) [43], das Diagnosen nach DSM-IV-TR liefert. Alle Interviews wurden von den mit der Studie verbundenen klinischen Fachpersonen der Psychologie geführt und auf Video aufgezeichnet. Eltern wie Jugendliche füllten Selbstberichtsinstrumente aus. Erfüllte die jugendliche Person die Einschlusskriterien, nahm die untersuchende Fachperson die Randomisierung vor, indem sie einen versiegelten, nummerierten Umschlag mit der Behandlungszuteilung öffnete. Die Randomisierung wurde nach Einrichtung, Alter (13–15 Jahre und 16–18 Jahre), Geschlecht und Schweregrad der Depression (GRID-HAMD-Wert ≤ 24 und ≥ 25) stratifiziert. Schließlich wurden einundsechzig Teilnehmende im Verhältnis 1:1 randomisiert ABFT oder TAU zugeteilt. Kurz nach der Randomisierung zog eine Person ihre Einwilligung zurück, sodass die randomisierte Studienstichprobe 60 Teilnehmende umfasste, 30 in jeder Behandlungsbedingung.

Am Ende der Untersuchungssitzung erhielten Eltern und Jugendliche eine Rückmeldung zur Diagnose und zur Behandlungszuteilung. Die untersuchende Fachperson beantwortete Fragen der Eltern oder der jugendlichen Person zur Untersuchung und setzte, soweit erforderlich, die üblichen Sicherheitsverfahren um. Anschließend wurden die Mitarbeitenden der CAMHS über die Behandlungszuteilung informiert und erhielten einen Bericht über die Untersuchungsergebnisse; der Fall wurde dann einer therapeutischen Fachkraft der Studie zugewiesen.

Behandlungen

Die Behandlung bestand aus 16 Wochen ABFT oder TAU. Die ABFT bestand aus wöchentlichen Therapiesitzungen nach dem Behandlungsmanual, durchgeführt von Therapierenden, die eigens für die Studie in ABFT geschult worden waren. Die TAU war nicht manualisiert, und die Therapierenden konnten frei die Behandlung anbieten, die sie für am besten geeignet hielten. Beide Behandlungen wurden mindestens 16 Wochen lang durchgeführt, konnten aber je nach Einschätzung des Bedarfs durch die behandelnde Fachkraft verlängert werden. In beiden Behandlungsbedingungen wurden die Ergebnisse der Eingangserhebung zu psychiatrischen Diagnosen und Symptomen der behandelnden Fachkraft vor der ersten Therapiesitzung zur Verfügung gestellt. Wiesen die Daten auf ein hohes Risiko für Selbstverletzung oder Suizid hin, benachrichtigte das Studienteam umgehend die behandelnde Fachkraft. Zwei Teilnehmende nahmen während der Studie Antidepressiva ein, und zwar in einer stabilen Dosis seit mindestens 12 Wochen vor dem Studieneinschluss.

Merkmale und Schulung der Therapierenden

Über einen Zeitraum von 2 Jahren führten 25 Therapierende (88% weiblich) die Behandlungen durch: 19 klinische Fachpersonen der Psychologie, 2 der Medizin, 2 der klinischen Pädagogik, 1 der klinischen Sozialen Arbeit und 1 der psychiatrischen Pflege. Die Therapierenden führten jeweils nur ABFT oder nur TAU durch. Ihre theoretische Ausrichtung war unterschiedlich: eklektisch (40%), kognitiv (16%), psychodynamisch (4%) oder familienorientiert (4%). Die Therapierenden verfügten im Durchschnitt über 7,2 Jahre klinische Erfahrung in der Arbeit mit Jugendlichen (SD = 5.73, Spannweite 0–18). Acht Therapierende wurden eigens für die Studie in ABFT geschult. Die Schulung bestand aus einem eintägigen Einführungsseminar, gefolgt von einem dreitägigen Workshop, sowie der Lektüre des Behandlungsmanuals. Vor der Behandlung von Studienteilnehmenden mussten die Therapierenden einen ABFT-Fall unter Supervision abgeschlossen haben. Alle ABFT-Sitzungen wurden zu Supervisionszwecken auf Video aufgezeichnet. Die Therapierenden erhielten fortlaufend Supervision durch einen erfahrenen ABFT-Therapeuten, der Videoaufzeichnungen der Therapiesitzungen durchsah. Die Supervision war wöchentlich geplant. Der ursprüngliche Studienleiter war weder als ABFT-Therapeut noch als ABFT-Ausbilder zertifiziert, verfügte aber über eine sehr solide Ausbildung in diesem Ansatz. Er fungierte als klinischer Hauptsupervisor. Viele der wöchentlichen Supervisionssitzungen mussten als kollegiale Intervision stattfinden, wenn der Supervisor beschäftigt oder anderweitig nicht verfügbar war. Bisweilen wurde die Supervision als Kombination aus kollegialer Intervision und telefonischer Besprechung mit dem Hauptsupervisor durchgeführt. Um die Objektivität zu erhöhen, übernahm das Entwicklungsteam der ABFT einen Teil der Schulung, war aber nicht an der Supervision und nur minimal am Projekt beteiligt.

Die TAU-Therapierenden wurden aus dem regulären Personal der CAMHS rekrutiert und behandelten Studienteilnehmende im Rahmen ihrer üblichen Fallzahl. Die TAU wurde nicht überwacht, und der Zugang zu Supervision hing von der klinischen Erfahrung ab, doch alle Therapierenden konnten Fälle in multiprofessionellen Teams besprechen.

Erhebungen und Messinstrumente

Während der Behandlung füllten die Behandelten alle zwei Wochen elektronisch Selbstberichtsinstrumente über eine sichere Online-Plattform aus (CheckWare Assessment Systems) [44]. Wegen technischer Schwierigkeiten wurden einige Selbstberichtsinstrumente gelegentlich von den behandelnden Fachkräften als Papierfragebögen vorgelegt. Die Nacherhebung nach 16 Wochen wurde von unabhängigen Beurteilenden (eigens dafür geschulten klinischen Fachpersonen der Psychologie) durchgeführt, die gegenüber der Behandlungszuteilung verblindet waren. Sowohl die Hauptdiagnose als auch komorbide psychiatrische Diagnosen wurden zu Beginn auf Grundlage des K-SADS bestimmt, wobei Informationen aus den Interviews mit Jugendlichen und Eltern zusammengeführt wurden. Die Interrater-Reliabilität wurde durch verblindete Auswertung von 28 zufällig ausgewählten Videointerviews bestimmt. Die Interrater-Reliabilität der depressiven Diagnosen auf Basis des K-SADS-Interviews betrug in dieser Studie κ = 0.56. Primärer Endpunkt war der Schweregrad depressiver Symptome, gemessen mit der fremdbeurteilten GRID-HAMD und dem Selbstbericht der Teilnehmenden im BDI-II. Das BDI-II, ein weit verbreitetes Selbstbeurteilungsinventar mit 21 Items, wurde während der gesamten Studiendauer alle zwei Wochen zur Erfassung des Schweregrads depressiver Symptome eingesetzt. Die interne Reliabilität betrug α = 0.94. Die GRID-HAMD wurde vor und nach der Behandlung erhoben. Für die GRID-HAMD sind gute psychometrische Eigenschaften als Maß für den Schweregrad der Depression belegt [45, 46]. Der durchschnittliche Intraklassen-Korrelationskoeffizient (ICC) der GRID-HAMD-Werte betrug in dieser Studie 0.89, auf Basis eines zweifaktoriellen gemischten Modells (Konsistenz). GRID-HAMD-Werte werden eingeteilt in keine Depression (0‐7), leichte Depression (8‐16), mittelgradige Depression (17‐23) und schwere Depression (> 24) [47]. Klinisches Ansprechen ist definiert als Verbesserung des GRID-HAMD-Gesamtwerts um ≥ 50% gegenüber dem Ausgangswert, Remission der Depression als GRID-HAMD-Wert < 5. Suizidgedanken wurden mit dem Suicidal Ideation Questionnaire-Junior (SIQ-Jr) [48] erfasst und in dieser Studie im Prozess der multiplen Imputation verwendet.

Änderungen am Protokoll

Vor Studienbeginn wurde auf Grundlage früherer ABFT-Studien eine Poweranalyse durchgeführt. Unter Annahme einer Ausfallrate von 10% in der Akutphase, einer intraindividuellen Korrelation von 0.5 bei den Längsschnittmaßen, eines adjustierten Alpha von 0.001 zur Berücksichtigung multipler Vergleiche und einer Power von 80% hätte eine Stichprobengröße von N = 100 es erlaubt, eine kleine Effektstärke (d = 0.27) nachzuweisen. Unsere endgültige Stichprobe umfasste jedoch 60 Jugendliche und ihre Eltern. Infolge der kleinen Stichprobe und fehlender Daten wurde auf strengere Alpha-Niveaus in den nachfolgenden Analysen verzichtet, und es wurden keine multiplen Gruppenvergleiche durchgeführt. Außerdem wurden nur die wichtigsten Variablen in die nachfolgenden Analysen aufgenommen. Laut Protokoll war geplant, die primären und sekundären Endpunkte in den Wochen 12, 24 und 48 zu erheben. Ursprünglich wollten wir eine vierwöchige Wartezeit zwischen Randomisierung und Behandlungsbeginn vorsehen, was sich jedoch wegen der Schwere der depressiven Symptome vieler Behandelter als nicht machbar erwies. Der Behandlungszeitraum wurde von 12 auf 16 Wochen verlängert, und die erste Endpunkterhebung fand in Woche 16 statt und nicht, wie im Protokoll vorgesehen, in Woche 12.

Statistische Analyse

Die GRID-HAMD-Werte 16 Wochen nach der Randomisierung fehlten bei 22 von 60 Teilnehmenden (36,7 %). In einigen Fällen verweigerten Jugendliche ausdrücklich die Datenerhebung. In anderen Fällen wurden Teilnehmende, die zu geplanten Erhebungsterminen nicht erschienen, aus praktischen Gründen, etwa mangelnder Kapazitäten für Interviews, nicht erneut einbestellt, um ihre Daten zu erheben. In beiden Fällen hielten wir es für wahrscheinlich, dass die Wahrscheinlichkeit fehlender Endpunktdaten von Merkmalen der Behandelten abhing und somit nicht ignorierbar war [49]. Wir nutzten die Ausgangsdaten, um Korrelate des Fehlens zu analysieren, und berechneten polychorische Korrelationen zwischen einer binären Kodierung des Fehlens der GRID-HAMD in Woche 16 und den Summenwerten eines erweiterten Satzes im Datensatz verfügbarer Ausgangsvariablen [50]. Das Fehlen von Daten korrelierte positiv mit negativen Selbstaussagen, Schlafstörungen und Suizidgedanken und negativ mit der selbstberichteten Motivation, mit einer therapeutischen Fachkraft zu sprechen. Da wir mehrere theoretisch plausible Prädiktoren des Fehlens fanden, nahmen wir an, dass das Fehlen hinreichend von beobachteten Variablen abhing, und führten eine multiple Imputation durch, um mit den fehlenden Daten umzugehen [49], mit dem Paket ‚mice‘ Version 3.3.0 für R Version 3.5.1 und der RStudio IDE [51–53]. Die multiple Imputation erzeugt mehrere vollständige Datensätze, wobei die imputierten Werte zwischen den Datensätzen variieren, sodass die Unsicherheit aufgrund der nicht beobachteten Daten erhalten bleibt. Die Analysen werden über alle imputierten Datensätze hinweg wiederholt, und die Ergebnisse dieser Mehrfachanalysen werden anschließend für die Interpretation zusammengeführt, was eine Abschätzung des Einflusses fehlender Daten auf die erhaltenen Parameterschätzungen erlaubt (für eine sehr zugängliche Darstellung der multiplen Imputation siehe [54]). Die multiple Imputation von Variablen, die aus mehrteiligen Skalen bestehen, kann anspruchsvoll sein. Idealerweise sollten Imputationen auf Ebene der einzelnen Items erfolgen [55]. Bei mehreren mehrteiligen Skalen übersteigt die Zahl der Prädiktoren im Imputationsmodell jedoch oft das, was bei begrenzter Stichprobengröße machbar ist, da sich die Zahl der Prädiktoren der Zahl der Beobachtungen nähert. Alle Variablen des Modells, das mit den multipel imputierten Daten geschätzt werden soll, müssen als Prädiktoren in die Imputation eingehen, und die Aufnahme weiterer Variablen als Hilfsprädiktoren erhöht die Plausibilität der notwendigen Annahme, dass das Fehlen von Variablen im Imputationsmodell abhängt [52]. Den Empfehlungen von Eekhout et al. [56] folgend, legten wir die Imputation so an, dass nur die einzelnen Items der GRID-HAMD separat imputiert wurden und der Gesamtwert passiv imputiert, also jedes Mal iterativ neu berechnet wurde, wenn die Komponentenwerte imputiert wurden.

Aus theoretischen Gründen verwendeten wir den GRID-HAMD-Ausgangswert, die Behandlungsbedingung sowie die BDI-II- und SIQ-Jr-Werte nach 16 Wochen als Prädiktoren im Imputationsmodell für die GRID-HAMD-Werte [49]. Wir prüften sowohl einzelne Items als auch Skalenwerte anderer Instrumente, einschließlich der von den Eltern ausgefüllten, um Hilfsprädiktoren für jedes GRID-HAMD-Item sowie für die BDI-II- und SIQ-Jr-Werte nach 16 Wochen auszuwählen [54]. Prädiktoren zur Imputation etwaiger fehlender Werte in diesen Prädiktorvariablen selbst wurden mit der Funktion ‚quickpred‘ des Pakets mice ausgewählt [52]. Als Imputationsmethode verwendeten wir die Variante ‚midastouch‘ des Predictive Mean Matching, die bei kleinen Stichproben besser abschneidet [57]. Wir imputierten 40 Datensätze mit jeweils 50 Iterationen des Algorithmus. Die Konvergenz des Imputationsalgorithmus wurde durch visuelle Inspektion von Traceplots beurteilt und als zufriedenstellend bewertet [49].

Die Daten wurden nach dem Intention-to-treat-Prinzip (ITT) analysiert. Die Haupthypothese wurde mit dem exakten Test nach Fisher geprüft. Lineare gemischte Modelle wurden angepasst, um zu prüfen, ob die Behandlungsbedingung signifikant mit der Veränderung der Werte über die Zeit in den primären und sekundären Endpunktvariablen zusammenhing. Für den mit der GRID-HAMD gemessenen primären Endpunkt, für den nur zwei Messzeitpunkte vorlagen, passten wir das Modell an alle imputierten Datensätze an und führten die resultierenden Schätzungen anschließend zusammen. Berichtet werden die nach den Rubin-Regeln zusammengeführten Schätzungen [49]. Beim BDI-II fehlten über acht Messzeitpunkte hinweg 55% der Daten; primäre Endpunkte mit mehreren Beobachtungen wurden im Rahmen gemischter Modelle analysiert, wobei fehlende Beobachtungen mittels Maximum-Likelihood-Schätzung behandelt wurden [50]. Die Variablenauswahl für die Mehrebenenanalysen erfolgte so, dass die Informationskriterien (IC) minimiert wurden. Da ein Gruppenmittelwert Veränderungen auf individueller Ebene verdecken kann, wurde ein Brinley-Plot [58] verwendet, um intraindividuelle Effekte vom Prä- zum Post-Behandlungswert darzustellen (Abb. 2). Der Brinley-Plot beruht auf dem multipel imputierten Datensatz, und die Unsicherheit der imputierten Werte ist im Plot dargestellt.

Die Analysen wurden mit R (Version 3.5.1) und dem Paket lme4 (Version 1.1–17) [51, 59] bei einem Alpha-Niveau von 0.05 durchgeführt.

Ergebnisse

Tabelle 1 fasst die soziodemografischen Ausgangsdaten und klinischen Merkmale der Teilnehmenden nach Behandlungsbedingung zusammen. Das Durchschnittsalter betrug 14.9 Jahre (SD = 1.35), und 52 (86,7 %) der Teilnehmenden waren weiblich. Bei den sechzig eingeschlossenen Jugendlichen nahmen 43 Väter und 57 Mütter teil; alle Jugendlichen hatten mindestens einen an der Studie teilnehmenden Elternteil. Bei Studieneintritt wiesen 50% zusätzlich zur MDD eine oder mehrere komorbide psychiatrische Diagnosen auf. In beiden Behandlungsgruppen schlossen alle Behandelten die 16 Behandlungswochen ab. Drei Teilnehmende (5%) in der ABFT- und vier (7%) in der TAU-Bedingung zogen sich jedoch aus der Studie zurück, das heißt, sie lehnten es ab, am Behandlungsende Endpunktdaten zu liefern.

Primäre Endpunkte

Über den 16-wöchigen Behandlungszeitraum gab es keinen signifikanten Unterschied in der Remissionsrate zwischen Teilnehmenden der ABFT und der TAU. Nur fünf Jugendliche (8,33 %) erreichten eine Remission: 3 (5%) in der ABFT und 2 (3%) in der TAU (p = 1, OR = 1.54, exakter Test nach Fisher). Um den Zusammenhang zwischen fremdbeurteilten depressiven Symptomen nach der Behandlung und der Behandlungsbedingung zu untersuchen, wurde eine Reihe linearer gemischter Modelle mit Maximum-Likelihood-Test berechnet (Tabelle 2). In Modell 1 wurde die Zeit als fester Effekt aufgenommen, zusammen mit einem zufälligen Effekt für jede jugendliche Person. Die Zeit hatte einen signifikanten Effekt auf die depressiven Symptome, t(90.29) = -3.87, p < 0.001. Modell 1 passte signifikant besser als ein Nullmodell (p < 0.001). In Modell 2 wurden Zeit und Behandlungsbedingung als feste Effekte aufgenommen, zusammen mit einem Interaktionseffekt von Zeit und Behandlungsbedingung. Modell 2 passte nicht signifikant besser als Modell 1 (p < 0.98). Die mittleren Depressionswerte sanken von 21.8 (SE = 1.14) zu Beginn auf 17.36 (SE = 1.6) in Woche 16, doch nur der Koeffizient der Zeit (p < 0.01) hatte einen signifikanten Einfluss auf die depressiven Symptome. Der Interaktionsterm von Zeit und Behandlungsgruppe war nicht signifikant, t(92.115) = 0.17, p = 0.86. Es gab keinen signifikanten festen Effekt der Behandlungsgruppe (ABFT/TAU), t(112.04) = 0.042, p = 0.97. Eine Adjustierung nach Alter und Geschlecht veränderte keines der Modelle.

Die mittleren fremdbeurteilten depressiven Symptome vor der Behandlung lagen bei 21.87 (SD = 4.61) in der ABFT und 21.92 (SD = 4.07) in der TAU; die mittleren Werte nach der Behandlung betrugen 17.81 (SD = 1.34) in der ABFT und 17.36 (SD = 1.45) in der TAU.

Die selbstberichteten depressiven Symptome wurden mit einer Reihe gemischter Modelle analysiert. Zunächst wurde die Zeit als linearer, quadratischer oder exponentieller fester Effekt modelliert. Der lineare Effekt der Zeit passte am besten zu den Daten. Anschließend wurden der feste Effekt der Behandlungszuteilung und ein Interaktionsterm Behandlung × Zeit hinzugefügt. Es gab keine signifikanten Unterschiede in der Veränderungsrate selbstberichteter Depressionssymptome zwischen ABFT und TAU (Tabelle 3). Die mittlere zweiwöchentliche Abnahme des BDI-II-Werts betrug—0.94 (SE = 0.42) über die 16 Behandlungswochen. Der Effekt der Behandlungszuteilung und die Interaktion zwischen Zeit und Behandlungszuteilung waren nicht signifikant. Angesichts des hohen Anteils fehlender Daten bleibt unsicher, ob der unregelmäßige Verlauf der selbstberichteten depressiven Symptome in Abb. 3. tatsächlich eine valide klinische Beobachtung ist oder auf Probleme bei der Datenerhebung zurückgeht. Mit einem t-Test für unabhängige Stichproben wurde geprüft, ob sich die Zahl der wahrgenommenen Sitzungen während der 16 Wochen zwischen ABFT und TAU unterschied. Jugendliche in der ABFT-Gruppe (M = 28.66, SD = 8.32) erhielten signifikant mehr Sitzungen als Jugendliche in der TAU-Bedingung (M = 19.73, SD = 6.49, t[47.19] = 4.31 p = 0.001).

Klinische Bedeutsamkeit

Abbildung 2, der Brinley-Plot, zeigt, wie die einzelnen Jugendlichen vor und nach der Behandlung bei den fremdbeurteilten depressiven Symptomen abschnitten. Nach der Behandlung lagen nur 16,6 % der Jugendlichen im nichtklinischen Bereich (GRID-HAMD < 15), 63,3 % blieben weitgehend unverändert im klinischen Bereich, und bei 16,6% wurden am Behandlungsende schwerere Symptome festgestellt.

Diskussion

Die Befunde der vorliegenden Studie zeigen, dass die ABFT bei der Behandlung depressiver Jugendlicher nicht wirksamer war als die TAU. Sowohl Fremdbeurteilungen als auch Selbstberichte zeigten einen Rückgang depressiver Symptome von vor bis nach der Behandlung, doch die Ergebnisse der beiden Behandlungsbedingungen unterschieden sich nicht. Nur fünf von 60 Jugendlichen zeigten nach 16 Behandlungswochen eine vollständige klinische Remission, drei in der ABFT und zwei in der TAU.

Das Fehlen von Unterschieden zwischen ABFT und TAU stimmt mit den Befunden von Diamond et al. [34, 36] überein, die hinsichtlich Remissionsrate, klinischem Ansprechen oder Rückgang depressiver Symptome am Behandlungsende keine Unterschiede zwischen ABFT und erweiterter Regelversorgung bzw. nichtdirektiver supportiver Behandlung fanden. In ihren Studien war der Rückgang depressiver Symptome bei den Jugendlichen jedoch klinisch bedeutsam. In der vorliegenden Studie erreichten nur sehr wenige Jugendliche am Behandlungsende eine vollständige Remission, und, was wichtig ist, die meisten Teilnehmenden zeigten nur geringe Verbesserungen ihrer depressiven Symptomatik und galten nach unabhängigen klinischen Beurteilungen weiterhin als klinisch depressiv. Evaluationen anderer Behandlungsansätze bei jugendlicher Depression legen nahe, dass Remissions- und Ansprechraten stark schwanken. Die Evidenz zu den vergleichenden Effekten verschiedener Behandlungsansätze ist begrenzt [29]. Die meisten Metaanalysen weisen auf eine überlegene Wirkung von Medikation in Kombination mit Psychotherapie hin [24, 25]. Dennoch wäre nach einem vollständigen Verlauf einer wirksamen Psychotherapie [11, 12, 61, 62] eine größere Zahl remittierter Jugendlicher zu erwarten, als in unserer Studie beobachtet wurde. Die in der vorliegenden Studie beobachtete fehlende Verbesserung bei Jugendlichen unter TAU ist nicht völlig überraschend. Eine Mehrheit (60%) der Jugendlichen, die in CAMHS von Fachkräften gesehen werden und eine nicht überwachte TAU erhalten, zeigt auf keinem Indikator individueller Veränderung eine messbare Verbesserung oder nur eine geringe [63]. Diese Befunde deuten darauf hin, dass Depression bei Jugendlichen im Setting der CAMHS schwer zu behandeln ist, wo die klinischen Fachkräfte nur eine begrenzte Schulung in wirksamen Behandlungen erhalten, und dass die Wirksamkeit der Behandlung weiterhin verbessert werden muss [64]. Andererseits gibt es Hinweise darauf, dass der Kontakt mit psychiatrischen Diensten die künftige Wahrscheinlichkeit einer Depression bei Jugendlichen im Vergleich zu Jugendlichen ohne solchen Kontakt verringert [65].

Für das in der vorliegenden Studie beobachtete geringe Ansprechen auf die Behandlung kommen mehrere Erklärungen in Betracht. Eine Behandlungsdauer von 12 bis 16 Wochen ist eine übliche Dosis in Behandlungsevaluationen. Studien, die KVT, IPT oder eine Kombination aus KVT und Fluoxetin mit derselben Behandlungsdauer evaluierten, fanden diese Ansätze bei depressiven Jugendlichen wirksamer als TAU und andere aktive Kontrollbedingungen [11, 25, 27, 61], was nahelegt, dass nach 16 Behandlungswochen eine gewisse klinische Verbesserung zu erwarten ist. In der vorliegenden Studie erhielten Jugendliche der TAU-Gruppe im selben Zeitraum deutlich weniger Behandlungssitzungen als Jugendliche der ABFT-Gruppe. In einer früheren Studie war eine höhere Zahl von Therapiesitzungen pro Woche mit einem besseren Behandlungsergebnis verbunden [66]. Auch wenn dieser Befund umstritten ist, ließe sich argumentieren, dass angesichts des Dosisunterschieds zwischen den Behandlungsbedingungen nach 16 Wochen ABFT ein deutlicheres Zeichen der Verbesserung zu erwarten gewesen wäre, als wir fanden. Eine mögliche Erklärung für das geringe Ansprechen ist, dass Implementierungsschwierigkeiten die Therapierenden daran hinderten, das Modell ausreichend gut zu erlernen und umzusetzen.

Eine weitere naheliegende Deutung unserer Befunde ist, dass die ABFT schlicht keine wirksamere Behandlung jugendlicher Depression ist als die TAU. Die in die ABFT eingebetteten bindungsbasierten psychotherapeutischen Komponenten führten nicht zu einer überlegenen Psychotherapie [64]. Eine wahrscheinliche Deutung dafür, dass in den untersuchten Behandlungen keine statistisch oder klinisch bedeutsame Veränderung gefunden wurde, ist, dass keine dieser Behandlungen depressive Symptome wirksam verringert. Unsere Stichprobe war hinsichtlich Schweregrad der depressiven Symptome, Komorbidität und anderer wichtiger Faktoren mit den Stichproben anderer Studien vergleichbar [11, 34, 36]. Es erscheint unwahrscheinlich, dass das Ausmaß depressiver Symptome vor der Behandlung die fehlende Verbesserung am Behandlungsende bei den Teilnehmenden unserer Studie erklären kann. Frühere Evaluationen der ABFT stützten sich auf Stichproben aus Jugendlichen ethnischer Minderheiten, von denen viele in Einelternhaushalten oder in Haushalten mit einem Einkommen unterhalb der Armutsgrenze lebten [34, 36]. Diese Faktoren unterscheiden die früher untersuchten Populationen in mehreren wichtigen Punkten von der vorliegenden Studie. Jugendliche aus einkommensschwachen Familien erleben möglicherweise stärkere Beziehungskonflikte [67, 68] und könnten daher mehr von einem Behandlungsansatz profitieren, der gezielt auf familiäre Beziehungen und Konflikte ausgerichtet ist [69].

Depressive Störungen sind heterogen, und die zugrunde liegenden Mechanismen der Depression können sich von einer jugendlichen Person zur anderen stark unterscheiden. Eine manualisierte Therapie, die auf Beziehungsbindungen fokussiert, ist möglicherweise nicht für alle geeignet. Die ABFT zielt gezielt auf Konflikte zwischen Jugendlichen und ihren Eltern sowie auf Bindungsbrüche und eignet sich gut, um damit verbundene Probleme zu lösen [38]. Die ABFT könnte daher vor allem für Jugendliche geeignet sein, deren depressive Störung mit Problemen in der Eltern-Jugendlichen-Beziehung zusammenhängt und die in ihren Familien Konflikte und ein hohes Stressniveau erleben. Empirische Bemühungen, Faktoren zu identifizieren, die die Behandlungswahl leiten könnten, haben jedoch noch keine schlüssige Evidenz erbracht [70]. Angesichts der großen Zahl depressiver Jugendlicher, die auf eine Erstlinienbehandlung nicht ausreichend ansprechen, sind weitere Bemühungen nötig, Faktoren zu identifizieren, die die Behandlungseffekte moderieren könnten. Signifikante Unterschiede zwischen aktiven psychotherapeutischen Ansätzen in Wirksamkeits- und Effektivitätsstudien nachzuweisen, ist schwierig und erfordert oft große Stichproben. Direkte Vergleiche von Behandlungen ergeben häufig keine Unterschiede zwischen den Behandlungsgruppen, selbst in gut durchgeführten Studien mit ausreichender Power [12, 16, 71, 72]. Unsere Ergebnisse sind im Kontext der Grenzen und Stärken der Studie zu betrachten. Erstens war unsere Stichprobe relativ klein. Die Studie hatte mit ihrer endgültigen Stichprobengröße keine ausreichende Power, um kleine Unterschiede in der Effektstärke zwischen den beiden aktiven Behandlungen nachzuweisen. Vor der Datenerhebung wurde eine Poweranalyse durchgeführt, doch die angestrebte Stichprobengröße wurde nicht erreicht. Obwohl unsere Studie eine zu geringe Power hatte, was zu dem irrigen Schluss führen könnte, dass sich die Interventionsgruppen nicht unterscheiden, hätte die endgültige Stichprobengröße es dennoch erlaubt, einen klinisch bedeutsamen und statistisch signifikanten Unterschied zwischen den beiden Behandlungsgruppen zu erkennen. Andererseits stärken die Konvergenz beider Endpunktmaße und die Übereinstimmung mit Beobachtungen anderer Studien die Befunde. Implementierungsschwierigkeiten und Probleme bei der Datenerhebung führten trotz einer niedrigen Rate vorzeitiger Behandlungsabbrüche zu einem hohen Anteil fehlender Daten. Auch wenn wir empfohlene Methoden zum Umgang mit fehlenden Daten angewandt und die ITT-Prinzipien befolgt haben, können wir nicht völlig ausschließen, dass ein gewisses Maß an selektivem Ausfall unsere Ergebnisse beeinflusst hat. Drittens war die ABFT für die Einrichtungen eine neue Intervention und daher möglicherweise anfälliger für Implementierungshindernisse. Die ABFT wurde relativ kurz vor Studienbeginn eingeführt, während die TAU den Vorteil hatte, in den Einrichtungen eine gut etablierte Praxis zu sein. Die Schulung klinischer Fachkräfte für eine angemessene Durchführung der ABFT erfordert möglicherweise mehr Zeit, Supervision und Praxis, als angeboten wurde. Änderungen der Supervisionsstruktur könnten sich negativ auf die Fachkräfte ausgewirkt haben. Die Behandlungstreue wurde nicht erhoben, obwohl das Thema in der Supervision mit den ABFT-Therapierenden behandelt wurde. Ohne eine angemessene Adhärenzmessung lässt sich kaum bestimmen, ob die Therapierenden der Studie die Methode angemessen angewandt haben. Der Studiensupervisor besprach die Umsetzung des Protokolls mit dem Entwicklungsteam und sichtete aufgezeichnete und live durchgeführte Therapiesitzungen anhand des ABFT-Adhärenzmaßes. Die TAU wurde nicht überwacht. Trotz mehrerer Einschränkungen der vorliegenden Studie betonen wir, wie wichtig es ist, die Ergebnisse dieser Studie zu veröffentlichen. Die Studie besitzt eine hohe externe Validität, da sie in allgemeinen psychiatrischen Diensten, mit einer klinisch überwiesenen Population und wenigen Ausschlusskriterien durchgeführt wurde. Publikationsbias und die Überrepräsentation positiver Studien verzerren Metaanalysen, weil dem Fachgebiet entscheidende Daten fehlen, was in der Folge Forschende, klinische Fachkräfte und politische Entscheidungstragende falsch informiert [73]. Vor allem kann es dazu führen, dass unwirksame Behandlungen eingeführt werden, wenn weniger als ideale Ergebnisse nicht berichtet werden; negative Befunde müssen transparent gemacht werden, um ein klares Bild des Forschungsfelds zu vermitteln.

Schlussfolgerung

Die Befunde legen nahe, dass die ABFT in dieser Studie nicht wirksamer war als die TAU. Nur wenige Jugendliche erreichten eine vollständige Remission, und viele berichteten am Behandlungsende über depressive Symptome im klinischen Bereich. Die Datenerhebung und die Implementierung des Behandlungsmodells waren schwierig. Derzeit reicht die Evidenz nicht aus, um belastbare Schlüsse über die Rolle der ABFT in der psychologischen Therapie depressiver Jugendlicher zu ziehen. Künftige Forschung sollte mögliche Moderatoren des Behandlungserfolgs und Veränderungsmechanismen untersuchen, um die Behandlung besser auf die einzelne Person zuzuschneiden. Ebenso sollten Kosteneffektivität und Machbarkeit der Einführung eines Behandlungsmodells wie der ABFT untersucht werden, das womöglich umfangreiche Schulung und Expertise erfordert, um eine klinisch bedeutsame Verbesserung zu erzielen.

Abkürzungen

• MDD: Major Depression
• CBT: kognitive Verhaltenstherapie (KVT)
• IPT-A: Interpersonelle Psychotherapie für Jugendliche
• RCT: randomisierte kontrollierte Studie
• ABFT: bindungsbasierte Familientherapie
• FE-NST: familiär erweiterte nichtdirektive supportive Therapie
• TAU: Regelbehandlung
• CAMH: Dienst für Kinder- und Jugendpsychiatrie
• GRID-HAMD: GRID – Hamilton Depression Rating Scale
• BDI-II: Beck Depression Inventory – II,
• K-SADS-PL: Scheduale for Affective Disorders and Schizophrenia for School-Age Children, Present and Lifetime Version
• SIQ-JR: Suicidal Ideation Questionnaire-Junior
• ITT: Intention-to-treat
• IC: Informationskriterien