Lebenskompetenzen als Ressourcen für die psychosomatische Behandlung
Der LK-18: Ein Fragebogeninstrument
Abstract
Zusammenfassung. Lebenskompetenzen stellen Fähigkeiten dar, aus denen eine salutogene Lebensführung resultiert. Dadurch können sie sowohl als Basis als auch als wichtiger Indikator für den therapeutischen Prozess dienen. Hier wird ein Selbsteinschätzungsinstrument vorgestellt, welches an N = 2 054 Patientinnen und Patienten der stationären psychosomatischen Behandlung erhoben wurde und dessen Konstrukt in zweifacher Erhebung exploratorisch und konfirmatorisch validiert wurde. Der Fragebogen LK-18 umfasst 18 Items, die sich in 6 Faktoren mit je 3 Items gliedern lassen. Diese sind Wohlbefinden, Selbstregulation, Engagement, Sinnerleben, Selbstwirksamkeit, sowie Sozialkontakte. Die Werte für Cronbachs α liegen zwischen .74 und .85, im Gesamtwert bei .91. Die RMSEA von .062 deutet auf eine akzeptable Modellpassung hin. Als externe Korrelate zeigen psychosomatische Symptombelastungen nach dem ICD10-basierten Symptomrating (ISR) und posttraumatische Störungen meist mittlere negative Korrelationen im Bereich -.22 bis -.69 (p < .001). Die Ergebnisse demonstrieren die Validität des Fragebogens und seine Veränderungssensitivität, wodurch der Einsatz in der psychosomatischen Diagnostik als geeignetes Zusatzinstrument als sinnvoll erachtet werden kann.
Abstract. Life skills are competences that lead to a salutogenetic lifestyle and can also serve as a basis and important indicator for the therapeutic process. This article presents a self-assessment instrument that was surveyed in N = 2,054 inpatients undergoing psychosomatic treatment. We validated the construct of the instrument in a double survey, exploratory and confirmatory. The questionnaire LK-18 comprises 18 items divided into 6 factors with 3 items each. These include the dimensions of positive feelings, personal competencies, engagement, meaning, success, and goal achievement as well as social relationships. Cronbach’s α values lie between .74 and .85 and for the total score .91. An RMSEA of .062 indicates an acceptable model fit. As an external correlate, the psychosomatic symptom load using the ICD10-based symptom rating scale (ISR) showed highly significant mean negative correlations in the range of -.22 to -.69. Depression correlates with the total score up to -.69. Negative correlations to posttraumatic stress (r = -.27, p < .001) were also shown as well as a positive correlation to the structural level according to OPD-2 of r = .32 (p < .001). The results demonstrate the validity and change sensitivity of the questionnaire, making it a suitable additional instrument for the use in psychosomatic diagnostics.
Die World Health Organisation (WHO) definiert Lebenskompetenzen als Fähigkeiten, die dem Individuum adaptives Verhalten ermöglichen und in die Lage versetzen, mit den Anforderungen und Herausforderungen des Alltagslebens effektiv umzugehen (WHO, 1994). Darüber hinaus können Lebenskompetenzen auch als diejenigen Fähigkeiten, die das Individuum für ein salutogenes und gelingendes Leben benötigt, betrachtet werden. Dies umfasst neben den funktionalen auch die Fähigkeiten zu subjektiven Erlebensqualitäten und zur individuellen aktiven Lebensgestaltung. Beschrieben wird dies bisher mit einer Reihe bereits bekannter Konstrukte, die sich beispielsweise in Konzepten der Salutogenese (Antonovsky, 1997), der Lebensqualität (Karimi & Brazier, 2016), der positiven Psychologie (Seligman & Csikszentmihalyi, 2000), aber auch dem biopsychosozialen Modell (Egger, 2017) wiederfinden.
Diverse Schlüsselkompetenzen für ein gelingendes Leben wurden in verschiedenen Kontexten untersucht. Beispielsweise wurden Faktoren wie Autonomie, persönliches Wachstum, Selbstakzeptanz, Lebenssinn, Selbstbeherrschung und positive Beziehung als grundlegend zur psychischen Gesundheitsförderung theoretisiert (Ryff & Keyes, 1995). Andere Studien untersuchten den Einfluss von Dimensionen wie Gewissenhaftigkeit, emotionale Stabilität, Entschlossenheit, Kontrolle sowie Optimismus auf wirtschaftlichen Erfolg, soziales und subjektives Wohlbefinden und Gesundheit bei älteren Erwachsenen (Steptoe & Wardle, 2017; Steptoe & Jackson, 2018). Sheldon und Kollegen (2015) hingegen erfassten Persönlichkeitsstärken mittels einer Kombination von Fragebögen, um Prädiktoren der Selbstwirksamkeit zu identifizieren (Sheldon et al., 2015). Im Kontext der Suchtprävention wurden Entscheidungsfindung, Problemlösung, kreatives Denken, kritisches Denken, effektive Kommunikation, Fähigkeiten zu zwischenmenschlichen Beziehungen, Selbstwahrnehmung, Einfühlungsvermögen sowie Umgang mit Emotionen und Stressbewältigung als Lebenskompetenzen benannt (WHO, 1994; 1999). Weiterhin existieren Fragebögen für bestimmte Personengruppen, wie das „Life Skills Profil“, speziell konstruiert für die Diagnostik von Schizophrenie mit defizitär formulierten Items (Rosen et al., 1989) oder ein Inventar, um Lebenskompetenzen bei Militärpersonal zu evaluieren (Ashtiani et al., 2018).
Bisher ist jedoch unklar, welche Rolle Lebenskompetenzen bei psychosomatischen Erkrankungen spielen und inwieweit diese als Indikatoren und Ressourcen für einen erfolgreichen therapeutischen Prozess dienen können. Daher zielt diese Studie darauf ab, ein für die klinische Praxis geeignetes, kompaktes Selbsteinschätzungsinstrument zur Erfassung von Lebenskompetenzen zu konstruieren und zu validieren. Damit erhält die psychosomatische Diagnostik zu den im Wesentlichen defizitär formulierten Symptomfragebögen ein unterstützendes Instrument, welches in einer positiv formulierten Weise die Ressourcen von Patientinnen und Patienten aufzuschlüsseln vermag. Die Erhebung von Lebenskompetenzen liefert so zusätzliche Parameter für die psychosomatische Diagnostik hinsichtlich einer ressourcenorientierten Behandlungskonzipierung. Das hier vorgestellte Instrument zu Lebenskompetenzen kann aber auch als wichtiger Indikator für den therapeutischen Prozess dienen sowie als Instrument der Qualitätssicherung. Neben der internen Konstruktvalidität und der Abgrenzung der Kompetenzaspekte voneinander sollte auch dessen salutogene Wirkung und der Zusammenhang zur psychischen Gesundheit überprüft werden.
Im Folgenden sei der theoretische Hintergrund ausgeführt, der relevant für das Verständnis des hier verwendeten Konzeptes der Lebenskompetenzen ist und damit die Grundlage für die Konstruktion des Fragebogens bildet.
Wohlbefinden. Die WHO nennt psychische Gesundheit einen Zustand des Wohlbefindens, in dem die eigenen Fähigkeiten verwirklicht werden (WHO, 2018). Obwohl Grundbegriffe des Wohlbefindens seit einigen Jahrzehnten untersucht werden (Diener et al., 1999), scheint es an einem Konsens über die Definition psychischer Gesundheit zu mangeln (Manwell et al., 2015). Gibt es also eine Kompetenz zum Wohlbefinden? Insbesondere das Feld der positiven Psychologie ist von zwei Paradigmen des Wohlbefindens geprägt und unterscheidet verschiedene Formen dessen (Ryan & Deci, 2001). Nach der hedonistischen Perspektive (Kahneman et al., 1999) besteht Wohlbefinden aus Vergnügen und Glücksmomenten. Das Konzept der Eudaimonie berücksichtigt Bereiche des Strebens nach Wachstum und Verwirklichung der menschlichen Natur (Waterman, 1993). Alle im Weiteren genannten Konstrukte beeinflussen das multidimensionale, für die subjektive Lebensqualität entscheidende Gefühl des Wohlbefindens, das Erleben von Glücksempfinden kann jedoch als eigenständige, implizite Fähigkeit betrachtet werden, die von genetischen Faktoren beeinflusst wird (Bartels, 2015). Diese Kompetenz bildet damit eine grundlegende Ressource für die Lebensgestaltung und -bewältigung (Cohn et al., 2009), wobei die Konstrukte des subjektiven Wohlbefindens, der Lebensqualität und Lebenszufriedenheit stark korrelieren und auch synonym verwendet werden (Medvedev & Landhuis, 2018). Da das Erreichen dieser Zustände auf einer grundlegend positiven Haltung und Ausrichtung beruht, kann Wohlbefinden sowohl als Lebenskompetenz als auch als Resultat der erfolgreichen Anwendung dieser gehandhabt werden.
Regulationsfähigkeit. In der biopsychosozialen Medizin wird Gesundheit definiert über die Regulationsfähigkeit des Organismus. Diese umfasst sowohl die physische Ebene, die psychische Balance und schließt die soziale Beziehungsebene mit ein (Egger, 2017). Damit kann die Fähigkeit zur Selbstregulation, welche Stressregulation, Entspannungsfähigkeit und emotionale Balance einschließt, als essenzielle Lebenskompetenz betrachtet werden. Das Erlernen von Selbstregulationstechniken wirkt sich positiv auf die mentale Gesundheit aus und wurde in Verbindung gebracht mit akademischen Erfolgen sowie der Erhöhung sozialer Fähigkeiten (Pandey et al., 2018). Bei letzterem zeigt sich ein bidirektionaler Zusammenhang, da die Entwicklung der Regulationsfähigkeit vom sozialen Umfeld beeinflusst wird (Farley & Spoon, 2014).
Engagement. Die Identifikation mit Aktivitäten findet sich bereits im Konzept der Eudaimonie wieder, welches grundlegend zum Erleben von Wohlbefinden ist und daher als weitere Lebenskompetenz aufgegriffen wird. Es besagt, dass Menschen durch ein Engagement mit kongruenten Lebensinhalten, die mit tief verwurzelten Werten verknüpft sind, in einen Zustand der Authentizität gelangen, der als persönliche Ausdrucksfähigkeit bezeichnet wird und verbunden ist mit einem intensiven Gefühl der Lebendigkeit (Waterman, 1993). Dieser Aspekt findet sich auch in der positiven Psychologie wieder und wird als essentielle Dimension in Messinstrumenten wie dem Orientations to Happiness (OTH) und dem Authentic Happiness Inventory erfasst (Seligman, 2002; Seligman et al., 2005). Eine Vielzahl von Studien zeigen, dass sowohl künstlerisches als auch kulturelles Engagement das Wohlbefinden steigert und die Prävention psychologischer Krankheiten fördert (Daykin et al., 2018; Fancourt & Steptoe, 2019; Fancourt & Tymoszuk, 2019). Hier zeigt sich ein Zusammenhang mit sozialen Faktoren, ebenfalls erhöhen künstlerische Aktivitäten die Regulationsfähigkeit (Cohen et al., 2006; Fancourt et al., 2019).
Sinnerleben. In seiner pionierenden Arbeit zur Theorie des Authentischen Glücks benennt Seligman Bedeutung des Lebens im Sinne einer Orientierung danach, einer größeren Bestimmung zu dienen, als eine der grundlegenden Säulen einer positiven Psychologie, die den Fokus hin zur Lebensbejahung verlegt (Seligman & Csikszentmihalyi, 2000; Seligman, 2002). Der Lebenssinn weist einen deutlichen Zusammenhang mit physischem Wohlbefinden auf und die Bedeutung von Spiritualität als Ressource wird zunehmend in Studien adressiert (Zika & Chamberlain, 1992; Panzini et al., 2017). So wurden validierte Instrumente zur Erfassung der spirituellen Einstellung entwickelt, wie beispielsweise die Skala des Transpersonalen Vertrauens, die eine Lebensorientierung evaluiert, die sich auf eine Verbundenheit mit einer höheren Wirklichkeit bezieht (Belschner, 2003; Hampel et al., 2020). Insbesondere im Bereich der psychosomatischen Medizin wurde ein positiver Einfluss transpersonaler Erfahrungen auf den Therapieerfolg aufgezeigt (Winkler, 2001). Damit kann die Sinngebung, aber auch einfach die Fähigkeit zum Erleben von Sinnhaftigkeit, als weiterer Aspekt der Lebenskompetenzen genannt werden.
Selbstwirksamkeit. Die zur psychischen Gesundheit gehörende Verwirklichung der eigenen Fähigkeiten legt nahe, das Konzept der Selbstwirksamkeit bzw. der Selbstwirksamkeitserwartung den Lebenskompetenzen im anfangs genannten Sinne hinzuzufügen. Definiert man Lebenskompetenzen als die Überzeugung eines Menschen von der eigenen Handlungsfähigkeit zur Erzielung gewünschter Ergebnisse (Bandura, 1997), dann wirkt Selbstwirksamkeit sowohl auf der funktionalen Ebene, indem eine Person die Anforderungen zum Erhalt ihrer Lebensgrundlagen fähig ist, als auch auf der psychischen Ebene, auf die sich das Erfolgserleben positiv auswirkt. Selbstwirksamkeit liefert daher einen Beitrag zur salutogenen Lebensführung und ist ein robuster Prädikator für diverse gesundheitsrelevante Verhaltensweisen wie etwa physische Aktivität und gesunde Ernährung (Williams & Rhodes, 2016). Die Erfassung der Selbstwirksamkeit als Teil der Lebenskompetenzen kann beispielsweise durch die allgemeine Selbstwirksamkeitsskala (General Self-Efficacy Scale) inspiriert werden (Schwarzer & Jerusalem, 1995).
Sozialkontakte. Die Fähigkeit zur Gestaltung von Beziehung und dem damit verbundenen Erleben sozialer Unterstützung korreliert mit physischer sowie mentaler Gesundheit (Rebling & Uchino, 2008). Unterstützende Beziehungen erhöhen die Stressresilienz (Ozbay et al., 2007) und dienen als protektiver Faktor bei Depressionen und Angststörungen (Roohafza et al., 2014). Im Umkehrschluss wurde aufgezeigt, dass Einsamkeit mit depressiven Symptomen, Persönlichkeitsstörungen und Psychosen assoziiert ist (Hawkley & Cacioppo, 2010). Das Gefühl der Zugehörigkeit zeigt dabei einen Zusammenhang mit dem Sinnerleben, da dieses ebenfalls eine essentielle Sinnquelle sein kann (Zhang et al., 2018). Die Domäne soziale Funktionsfähigkeit findet sich auch in dem weit verbreiteten, krankheitsunspezifischen Lebensqualitätsfragebogen SF-36 wieder (Bullinger et al., 1995).
Methoden
Fragebogenkonstruktion
Die mit diesem Hintergrund formulierten Lebenskompetenzen dienten zur Entwicklung des hier vorgestellten Fragebogeninstruments. Der Fragebogen LK-18 wurde zur Erfassung der Lebenskompetenzen als ressourcenorientiertes, diagnostisches Zusatzinstrument für die psychosomatische Behandlung konstruiert, der die wesentlichen Aspekte in der Selbsteinschätzung erhebt. Eine erste empirische Formulierung von 18 Fragebogenitems im Hinblick auf die einleitend beschriebenen Dimensionen erfolgte a-priori durch Joachim Galuska. Im Rahmen der Diagnostik und Qualitätssicherung wurde der Fragebogen LK-18 in den Jahren 2017 – 2018 an über 3 000 Patientinnen und Patienten der stationären psychosomatischen Behandlung erhoben. In dieser Zeit wurden leicht veränderte Vorversionen getestet, in denen insbesondere zwei Fragen modifiziert wurden, um zu der hier berichteten finalen Version mit der angestrebten Faktorstruktur zu gelangen. Dabei wurde auf ausreichende Itemschwierigkeiten, Faktorladungen, sowie interne Konsistenzen geachtet. Die Fragebogenitems sind im elektronischen Supplement (ESM) 1 im Wortlaut aufgelistet. Es wurden unseres Wissens keine Items aus bestehenden Skalen verwendet.
In Anlehnung an die oben genannten Aspekte wurden die entsprechenden Konstrukte wie folgt zugrunde gelegt: 1) Wohlbefinden, erfasst durch Fragen zum Glücksempfinden und einem angenehmen Lebensgefühl (Sheldon et al., 2015), 2) Selbstregulation, bestehend aus Items bezüglich der Ausgleichs- und Entspannungsfähigkeit, inneren Stärke und Resilienz (WHO, 1994; 1999, Wellensiek & Galuska. 2014), 3) Engagement und Aktivitäten (Seligman, 2002; 2011), 4) Sinnerleben mit Fragen zu bewusstem Leben, Glaube, Religion und Werten (Belschner, 2003; Hampel et al., 2020), 5) Selbstwirksamkeit unter Berücksichtigung der Wahrnehmung von Selbstwirksamkeit (Schwarzer & Jerusalem, 1995), sowie 6) Sozialkontakte mit unterstützenden, engen Kontakten und Zeit für diese Fragen (Ryff & Keyes, 1995; Seligman, 2011). Da der Bogen meist zusätzlich zu weiteren diagnostischen Instrumenten eingesetzt wird, wurde auf Sparsamkeit an Items Wert gelegt. So sollten die sechs ausgewählten Kompetenzen mit jeweils drei Items erfasst werden (siehe ESM 1). Die 18 Fragen werden in einer fünfstufigen Likert-Skala im Bereich von wenig bis starke Zustimmung beantwortet.
Instrumente
Zur Charakterisierung der Stichproben dienten sowohl soziodemografische Daten als auch diagnostische Parameter. Diese beinhalten sowohl die psychosomatische Symptombelastung, die anhand des ICD10-basierten Selbsteinschätzungsfragebogen ISR (ICD10-basiertes Symptomrating) erhoben wurde (Tritt et al., 2008; 2015), als auch die nach OPD-2 von therapeutischer Seite eingeschätzten Werte GAF (Global Assessment of Functioning) und GARF (Global Assessment of Relational Functioning; OPD-2 Task Force, 2014). Der ISR erfasst in 29 Items die psychosomatische Gesamtsymptombelastung sowie die Subkategorien Depression, Angststörungen, Zwangsstörungen, Somatisierungsstörungen, Essstörungen und einige Zusatzitems. Das Strukturniveau wird von therapeutischer Seite nach den Richtlinien des OPD2 zu Behandlungsbeginn eingeschätzt (OPD-2 Task Force, 2014). Im klinischen Setting kann der Zusammenhang zwischen Lebenskompetenzen und verschiedenen diagnostischen Maßen von Interesse sein. Daher wurden als externe Korrelate die Parameter des ISR und des Strukturniveaus herangezogen. Korrelate zu Traumafolgestörungen wurden mittels eines Traumafragebogens ermittelt, welcher in Anlehnung an das Trauma-Inventar PTSD-7 von Breslau et al. (1999) ebenfalls an der Patientenpopulation erhoben wurde. Dieser erfasst zunächst in neun Fragen potenziell traumatisierende Ereignisse und anschließend in acht Fragen die Symptome einer posttraumatischen Stressbelastung (PTSB). Letztere wurden zu einem PTSB-Wert mit Cronbachs α = .862 zusammengefasst. Die ersten neun Fragen umfassten Erfahrungen von Mangel an körperlichen Grundbedürfnissen, körperliche Gewalt, sexueller Missbrauch, psychische Gewalt, Geburts-, perinatales Trauma, ernsthafte Verletzung, Ermordung oder Tod von Angehörigen, erzwungene Trennung, Scheidung und schwere Naturkatastrophen. Daraus wurde ein Summenindex gebildet, welcher die Stärke und Häufigkeit von Traumaerlebnissen abbildet.
Der Behandlungserfolg wurde hier 1. durch die Symptomreduktion im Prä-Post-Vergleich des ISR, 2. durch den Fragebogen GV (Gesamtveränderung) und 3. durch ein Therapeutenrating der psychischen Veränderung auf einer siebenstufigen Skala von „deutlich verschlechtert“ bis „vollständig gebessert“ gemessen. Der GV besteht aus 11 Fragen zu körperlicher und psychischer Veränderung, Selbstwirksamkeit, sowie motivationale und soziale Aspekte, die auf einer sechsstufigen Skala von „sehr viel gebessert“ bis „deutlich verschlechtert“ beantwortet wurden. Der GV ist wie der ISR Teil des klinikübergreifenden Qualitätssicherungskonzeptes des IQP (von Heymann & Tritt, 2018; siehe auch Katalog der Basisdokumentation Psy-BaDo-PTM).
Stichprobenumfang
Die hier berichteten Daten umfassen das Erhebungsjahr 2019, in dem 2 715 Patientinnen und Patienten den LK-18 in seiner finalen Version ausgefüllt hatten. Der LK-18 wurde sowohl bei Aufnahme als auch bei Entlassung erhoben. Für die Analysen wurden zwei Datensätze (Set1 und Set2) erstellt, wobei Set1 (Erhebung zum Aufnahmezeitpunkt) 2 054 vollständige Datensätze beinhaltet (71 % weiblich, Alter M = 48.3, SD = 11.8). Set2 umfasst 1 459 vollständige Datensätze (70 % weiblich, Alter M = 48.1, SD = 11.9), die sowohl bei Aufnahme (Set2A) als auch bei Entlassung (Set2E) erhoben wurden und somit als paarweise Datensätze vorliegen. Da ausreichend viele vollständige Datensätze vorhanden waren (nach Aufteilung > 40-fache Itemanzahl), wurde auf Imputation fehlender Werte verzichtet. Die durch einzelne fehlende Werte entstandenen Dropoutraten von 24 % (Set1) bzw. 41 % für das Set2 waren daher akzeptabel. Der Vergleich der Stichprobencharakteristik zwischen vollständigen und unvollständigen Datensätzen ergab nur geringe Abweichungen in den diagnostischen und soziodemografischen Maßen mit Effektstärken < .20 (Cohens d). Das bedeutet, dass die verwendete Stichprobe leicht geringere psychosomatische Störungen aufweist. Die Lebenskompetenzen selbst waren mit d = -.10 in den unvollständigen Datensätzen leicht geringer ausgeprägt.
Zur Überprüfung der Konstruktvalidität wurde zunächst eine exploratorische und eine konfirmatorische Faktoranalyse gerechnet. Dazu wurde Set1 nach Zufall in zwei gleichgroße Teilstichproben von je 1 027 Patientinnen und Patienten aufgeteilt (Set1a und Set1b), siehe auch Anderson und Gerbing (1988). Die posttherapeutische Erhebung (Set2E) wurde zusätzlich einer weiteren konfirmatorische Faktoranalyse unterzogen, um die Konstruktvalidität auch unter veränderten Bedingungen zu überprüfen. Zur Analyse der Zusammenhänge zwischen LK-18 und den Behandlungsergebnissen sowie den paarweisen Prä-Post Vergleichen dienten Set2A und Set2E aus 1 459 Patientinnen und Patienten.
Statistische Analysen
Da ausschließlich vollständige Datensätze verwendet wurden, mussten keine fehlenden Werte imputiert werden. Durch die therapeutische Intervention sind zwischen Set1 und Set2E sowie Set2A und Set2E deutliche Unterschiede in den diagnostischen Parametern zu erwarten. Die Unterschiede zwischen den Datensätzen wurden über einen Wilcoxon-Rangsummentest überprüft und mit dem Effektstärkenmaß nach Maier-Riehle und Zwingmann (2000) quantifiziert.
Zur exploratorischen Faktoranalyse mit Set1a wurde zunächst das KMO-Kriterium überprüft und über das Kaiser-Kriterium die Anzahl der Faktoren bestimmt, wonach eine Faktoranalyse mit Varimax-Rotation mittels Matlab und der Funktion factoran durchgeführt wurde. Die konfirmatorische Faktoranalyse wurde mittels des Lavaan-Pakets in R gerechnet (Rosseel, 2012). Dabei wurden die Modellpassungen gemäß Brown (2015) wie folgt bewertet: Eine gute Passung lag vor bei Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) ≤ .05, Standardized Root Mean Square Residual (SRMR) < .08 und Comparative Fit Index (CFI) ≥ .95. Eine akzeptable Modell-Passung lag bei RMSEA ≤ .08, SRMR ≤ .10 und CFI ≥ .90 vor.
Als externe Korrelate des LK-18 dienten der ISR, Strukturniveau und die Traumatisierung mittels Spearman-Rangkorrelationen als nichtparametrisches Verfahren. Diese wurden separat für die Zeitpunkte bei Aufnahme und Entlassung berechnet.
Zur Ermittlung der Veränderungssensitivität hinsichtlich einer mehrwöchigen stationären psychosomatischen Behandlung wurde ein gepaarter Prä-Post-Vergleich mit Effektstärken nach Maier-Riehle und Zwingmann (2000) mit dem gepaarten Datensatz (Set2) durchgeführt. Der Zusammenhang der therapeutischen Veränderung des LK-18 mit den Parametern des Behandlungserfolgs wurde ebenfalls mittels Spearman-Rangkorrelationen errechnet. Da jedoch geringere Symptombelastungen bei Aufnahme auch zu geringen Symptomreduktionen führen, wurden Partialkorrelationen mit der Gesamtsymptombelastung bei Aufnahme als Kontrollvariable berechnet.
Die Messinvarianz wurde mittels der Pakete Lavaan und semTools in R ermittelt. Mittels der Funktion cfa wurden 1) die konfigurale Invarianz für die Annahme einer konstanten äquivalenten Faktorstruktur, 2) die metrische Invarianz für die zusätzliche Annahme äquivalenter Faktorladungen und 3) die skalare Invarianz für zusätzliche, konstante Achsenabschnitte berechnet.
Ergebnisse
Stichprobencharakteristik
Die Patientengruppen Set1a, Set1b und Set2 unterscheiden sich statistisch nicht signifikant bezüglich Alter, Geschlecht und der (im Set1 erst nachfolgend eingetragenen) Aufenthaltsdauer in der Klinik (Details sind im ESM 2 berichtet). Auch die diagnostischen Parameter bei Aufnahme der durch den ISR gemessenen ICD10-bezogenen psychosomatischen Symptombelastung sowie GAF und GARF zeigten zwischen Set1 und Set2A keine signifikanten Unterschiede. Auch hinsichtlich der posttraumatischen Belastung PTSB unterscheiden sich die Datensätze Set1a, Set1b und Set2A Werte nicht. Aufgrund des therapeutischen Krankenhausaufenthaltes unterschieden sich die Stichprobensets Set2A und Set2E jedoch meist hochsignifikant im Hinblick auf die diagnostischen psychosomatischen Variablen. Insbesondere die psychosomatische Symptombelastung lag bei Aufnahme (Set2A) im Gesamtscore bei 1.31 bis 1.34 (SD = .55) und bei Entlassung (Set2E) bei .89 (SD = .53), entsprechend einer Effektstärke von d = -0.84 (p < .001). Die Effektstärke der therapeutischen Abnahme der Depression lag bei d = -1.42 (p < .001). Deutliche Unterschiede zeichnen sich auch in den diagnostischen Maßen GAF (d = 1.09, p < .001) und GARF (d = 1.13, p < .001) ab. All diese Unterschiede drücken den Therapieerfolg aus.
Tabelle 1 zeigt die Mittelwertstatistik des LK-18 bezogen auf die sechs Faktoren und den Gesamtwert. Der Therapieeffekt zeichnet sich auch hier in einer Zunahme der Lebenskompetenzen ab, wobei der Gesamtwert eine Effektstärke von d = 0.58, bzw. d = 0.61 (p < .001) aufweist. Die faktoriellen Ergebnisse des Lebenskompetenz-Fragebogens fallen am Ende der Therapie durchweg hochsignifikant höher aus mit meist mittelstarken Effekten. Insbesondere zeigen sich für die Fähigkeit der Selbstregulation (d = 0.83, p < .001) und des Erlebens von Wohlbefinden (d = 0.63, p < .001) hohe Therapieeffekte, wohingegen in den Sozialkontakten eine nur geringe Zunahme sichtbar wird (d = 0.27, p < .001).
Itemanalyse
Die Analyse der Lebenskompetenz-Einzelitems wurde getrennt nach Erhebungszeiten durchgeführt, um die Kennwerte sowohl für eine psychosomatisch stärker belasteten Personengruppe in Set1 und Set2 A als auch für eine der nichtklinischen Bevölkerung näherstehende posttherapeutische Gruppe (Set2E) angeben zu können. Beiderseits findet man eine großteils gleichmäßige Verteilung der Antworten, so dass die Itemschwierigkeiten meist im mittleren Bereich liegen, jedoch bei Set1 und Set2 A etwas niedriger im Schnitt bei etwa 47 % der Skala (26 % bis 67 %) als bei Set 2E mit durchschnittlich 58 % (47 % bis 70 %) (Tabelle 2). Die Trennschärfen der Items zum Gesamtwert sowie zum entsprechenden Faktor wurden über Spearmans Rangkorrelationen berechnet und ebenfalls in Tabelle 2 dargestellt. Auch hier liegen die Trennschärfen zum Gesamtwert im Set2E (zwischen .55 und .80) etwas höher als im Set1 und Set2 A (zwischen .44 und .76). Die Korrelationen zu den zugehörigen Faktoren liegen ebenfalls bei Entlassung höher (zwischen .79 und .91) im Vergleich zu Set1 (zwischen .73 und .88).
Exploratorische Faktoranalyse
Das Kaiser-Meyer-Olkin–Kriterium wird mit einem MSA (Measure of sampling adequacy) von .910 sehr gut erfüllt, so dass eine Faktoranalyse möglich und sinnvoll ist. Das Kaiserkriterium schlägt sechs Faktoren vor, der Screeplot kann in ESM 3 eingesehen werden. Das Ergebnis der exploratorischen Faktoranalyse mittels Varimax-Rotation ist in Tabelle 3 dargestellt. Dabei lassen sich die 18 Items meist eindeutig den 6 Faktoren zuordnen, so dass jeder Faktor 3 Items enthält und die Faktorladungen zwischen .43 und .84 liegen. Lediglich Item 4 mit der geringsten Ladung auf Faktor 2 (Selbstregulation) weist eine Querladung zu Faktor 5 (Selbstwirksamkeit) auf. Es ergeben sich nach Tabelle 3 gute Cronbachs α-Werte zwischen .74 und .84. Für den Gesamtwert aller Items ergibt sich ein Cronbachs α von .91. Die Interkorrelationen der sechs Faktoren untereinander liegen gemäß ESM 4 für Set1 meist zwischen .48 und .57, bleiben jedoch vor allem im Faktor Sozialkontakte mit Werten zwischen .24 und .45 deutlich unter den übrigen Faktoren. Im Set2 fallen die Interkorrelationen deutlich höher aus mit Werten zwischen .47 und .68.
Konfirmatorische Faktoranalysen
Eine konfirmatorische Faktoranalyse wurde mit dem zu Set1a vergleichbaren Datensatz Set1b durchgeführt. Der Maximum-Likelihood-Model-Fit-Test lehnt mit χ2(n = 1 027) = 668 (p < .001) eine exakte Modellpassung ab. Dennoch deutet der Comparative-Fit-Index mit CFI = .938 auf ein akzeptables Modell hin, ebenfalls der Tucker-Lewis Index mit TLI = .920. Auch der Root Mean Square Error of Approximation deutet mit RMSEA = .067 auf eine adäquate / akzeptable Modellpassung hin. Der Test auf Close Fit schlägt jedoch mit einem 90 % Konfidenzintervall von .062 bis .072 auf dem Level von .05 fehl. Das standardisierte Root Mean Square Residual ist mit RMSR = .048 kleiner .10 und spricht daher für einen guten Fit.
Zusätzlich wurde eine konfirmatorische Faktoranalyse mit dem Patientenklientel bei Entlassung (Set2E) durchgeführt, welches eine deutlich geringere psychosomatische Symptombelastung und mit meist mittleren Effektstärken erhöhte Lebenskompetenzmaße aufwies. Der Maximum-Likelihood-Model-Fit-Test erreicht ebenfalls nur ein χ2(n = 1 459) = 733 (p < .001). Jedoch deutet der Comparative-Fit-Index mit CFI = .963 auf ein gutes Modell hin, ebenfalls der Tucker-Lewis Index mit TLI = .953. Ebenfalls eine adäquate / akzeptable Modellpassung zeigt der Root Mean Square Error of Approximation mit RMSEA = .059. Der Test auf Close Fit schlägt auch hier mit einem 90 % Konfidenzintervall von .055 bis .063 auf dem Level von .05 fehl. Auch das standardisierte Root Mean Square Residual mit RMSR = .040 spricht für einen guten Fit. Damit scheint das Faktormodell auch robust zu sein gegenüber veränderten Ausprägungen an Lebensqualität, sowie psychosomatischen Belastungen. Die standardisierten Faktorladungen liegen in beiden Analysen zwischen .52 und .87 und können in ESM 5 in den Elektronischen Supplements eingesehen werden.
Externe Korrelate
Als externe Korrelate wurden Spearman-Rangkorrelationen zwischen Lebenskompetenzen (LK) und psychosomatischer Symptombelastung gemäß ISR, Strukturniveau und Trauma berechnet. Die Tabellen sind in ESM 6 und ESM 7 detailliert dargestellt. So korreliert der Gesamtwert der Lebenskompetenz mit dem ISR-Gesamtscore erwartungsgemäß negativ mit r = -.444, p < .001 im Set 1 (ESM 6) und r = -.579, p < .001 im Set 2E (ESM 7). Die höchste Korrelation ergibt sich zur Depression mit r = -.589, p < .001 (Set1) und r = -.692, p < .001 (Set2E). Insgesamt sind die Korrelate der Lebenskompetenzen zum ISR im Set2E zum Entlassungszeitpunkt meist größer. Mittlere negative Korrelationen (–.6 < r < -.3) zur Depression und ISR-Gesamtscore finden sich auch in den Einzelfaktoren 1 bis 5. Lediglich der Faktor Sozialkontakte weist wieder zum Aufnahmezeitpunkt geringere Korrelationen auf (–.3 < r < -.2), zum Entlassungszeitpunkt sind auch diese höher mit r > .36. Die höchsten Korrelationen hat die Depression mit dem Wohlbefinden und der Selbstregulation (r > .60). Die weiteren ISR-Maße wie Angst-, Zwangs-, Somatisierungs- und Essstörungen weisen geringere, aber stets signifikante negative Korrelationen zu den Lebenskompetenzen auf. Das im Therapeutenrating eingeschätzte Strukturniveau korreliert dagegen mit den Lebenskompetenzen stets positiv und im Gesamtwert mit r = .315 (p < .001). Die posttraumatischen Stressbelastungen (PTSB) zeigen ebenfalls moderate negative Korrelation zum Lebenskompetenz-Gesamtwert (r = -.272 im Set1) und haben dabei den größten Einfluss auf das Wohlbefinden bei Aufnahme (r = -.308, p < .001). Hingegen korrelierte die Zahl der traumatischen Erlebnisse nur schwach mit den LK.
Messinvarianz
Die Messinvarianz wurde 1) hinsichtlich der Datensätze Set1a) und Set1b) zum Aufnahmezeitpunkt und 2) hinsichtlich der paarweisen Prä-Post Datensätze ermittelt. Damit kann sowohl die Invarianz zweier Datensätze mit ähnlicher psychosomatischer Belastung gezeigt werden als auch die Invarianz bei unterschiedlichen Symptombelastungen bzw. unter Anwendung einer therapeutischen Maßnahme. Die konfiguralen, metrischen und skalaren Invarianzen wurden für beide Datensatzpaare berechnet. Sie werden in ESM 8 detailliert berichtet. Demnach ergibt sich weiterhin für das Set1 eine akzeptable Modellpassung mit CFI um .94 und RMSEA um .65. Da der χ2-Differenztest weder für die metrische noch skalare Invarianz signifikant wird, kann hier von konfiguraler, metrischer und skalarer Invarianz gesprochen werden. Anders verhält es sich im Bereich der Prä-Post-Daten. Obwohl hier beide Stichproben dieselben Patienten enthalten, wirkt sich der Therapiezeitraum auf die metrische und skalare Invarianz aus. Da hier beide χ2-Differenztests signifikante Ergebnisse liefern, bestehen also Unterschiede in den Faktorladungen zu den Messzeitpunkten. Dennoch deuten CFI > .95 für konfigurale und metrische Invarianz auf eine gute Modellpassung und gleiche Faktorstruktur hin. Auch hier ist RMSEA mit .062 ein akzeptabler Wert.
Behandlungsspezifische Veränderungssensitivität
Für einen paarweisen Vergleich der Lebenskompetenzen zwischen Aufnahme und Entlassung wurde das paarweise Set3 herangezogen. Damit konnte im Prä-Post-Vergleich die Veränderungssensitivität hinsichtlich eines psychosomatischen Krankenhausaufenthaltes gemäß Tabelle 4 gezeigt werden. Die errechneten Effektstärken bezogen sich auf die Standardabweichung der Erhebung zur Aufnahme. Diese Ergebnisse decken sich weitgehend mit denen aus Tabelle 1 des nicht gepaarten Vergleichs. So finden sich hochsignifikant meist mittlere Effektstärken; der Gesamtwert der Lebenskompetenzen erhöht sich mit einer Effektstärke von .584. Die Zunahme der Selbstregulation zeigt mit d = .805 die höchste Effektstärke während die Sozialkontakte mit d = .258 am geringsten ausfallen.
Korrelate zum Behandlungserfolg
Zur Klärung der Frage, ob die Lebenskompetenzen als Ressource für den Therapieerfolg dienen können, wurden die Werte des LK-18 bei Aufnahme mit den Behandlungsparametern ISR (Post-Prä) und der Gesamtveränderung im Patientenrating, sowie der psychischen Veränderung im Therapeutenrating korreliert. Nach Partialkorrelation mit den schweren Symptombelastungen als Kontrollvariable findet sich lediglich ein schwacher Zusammenhang (r = -.170, p < .001) zwischen den Lebenskompetenzen und der psychosomatischen Symptomreduktion. Ebenfalls schwach bis mäßig fällt der Zusammenhang zur Gesamtveränderung aus (r = -.260, p < .001). Auch zeigt die psychische Veränderung im Therapeutenrating eine nur geringe Korrelation (r = -.145, p < .001). Die deutlichsten Prädiktoren für die Symptomreduktion der Depression sind die Faktoren Engagements und Selbstregulation mit r = -.155. Sehr viel höher fallen die Korrelationen der Zunahme der Lebenskompetenzen (ΔLK) mit der Abnahme der Symptombelastung (ΔISR) bzw. der therapeutischen Veränderung aus. So korreliert ΔLK mit ΔISR mit r = -.430 (p < .001), für die Depression des ISR liegt r bei .530 (p < .001). Hier sind wieder die Zunahme des Wohlbefindens und der Selbstregulation mit r = .513 und r = .418 besonders hoch mit der Abnahme der Depressivität korreliert. Auch die Gesamtveränderung und das Therapeutenrating korrelieren mit ΔLK um .476 (p < .001) und .229 (p < .001). In allen Behandlungsparametern fallen die Korrelationen zu den Sozialkontakten im LK-18 deutlich geringer aus. Die weiteren Korrelationen mit den Subskalen können ESM 9 entnommen werden.
Diskussion
Insgesamt konnte mit dem LK-18 ein Fragebogen entwickelt werden, welcher für eine ressourcenorientierte Diagnostik in der psychosomatischen Medizin geeignet erscheint. Die exploratorische Faktorenanalyse zeigt eine im Wesentlichen eindeutige Zuordnung der 18 Items zu sechs Faktoren mit guten Werten für Cronbachs α. Obwohl das Kaiser-Kriterium sechs Faktoren vorschlägt, gibt es einen ersten Knick im Screeplot bereits bei zwei Faktoren, wobei der erste Faktor der PCA bereits 40 % der Varianz erklärt. Eine zweifaktorielle Lösung würde den Faktor der sozialen Beziehungskompetenzen von den restlichen Faktoren abspalten. Eine dreifaktorielle Lösung würde die Faktoren Wohlbefinden, Selbstregulation und Sinnerleben zusammenfassen, die Faktoren Engagement und Selbstwirksamkeit als zweiten und als dritten Faktor ebenfalls die Sozialkontakte separieren. Dies kann auch in den geringeren Faktor-Interkorrelationen der Sozialkontakte zu den anderen Faktoren nachvollzogen werden, wobei diese bei den übrigen fünf Faktoren mit Werten um .5 recht gleichmäßig hoch sind. Dadurch ergibt sich ein Bild über die Verbindung der einzelnen Konstrukte miteinander, die jedoch im Gesamtbild als sechs getrennte Faktoren behandelt werden können. Diese Konstruktvalidität konnte an zwei verschiedenen Datensets (zu Beginn und am Ende des Klinikaufenthalts) konfirmatorisch validiert werden, was bedeutet, dass die Konstrukte sowohl bei unterschiedlichen Ausprägungen der Lebenskompetenzen selbst als auch bei unterschiedlichen diagnostischen psychosomatischen Ergebnissen stabil bleiben. Die Stichprobe zur Entlassung (Set2) bildet eine „gesündere“ Population ab, die bereits einer nichtklinischen Population nahekommt. Da hier entsprechend der konfirmatorischen Faktoranalyse das Modell noch besser passte als in der Erhebung zum Aufnahmezeitpunkt, lässt sich auch bei einer gesunden Population eine gute Modellpassung vermuten. Dies wurde in der Überprüfung der Messinvarianz bestätigt. So bleibt die Faktorstruktur (konfigurale Invarianz) sowohl über die verschiedenen Patient_innengruppen aus Set1 als auch für unterschiedliche Symptombelastungen, wie sie im Prä-Post-Vergleich des klinischen Aufenthalts auftreten, erhalten. Dies weist auf eine zuverlässige Struktur des Fragebogens hin, die möglicherweise auch in einer nichtklinischen Stichprobe besteht, was jedoch künftig noch nachzuweisen wäre. Doch liegt die ISR-Symptombelastung in der Entlass-Stichprobe (Set2) ungefähr in der Mitte zwischen Set1 und der nichtklinischen Normierungsstichprobe (Tritt et al., 2015). Die fehlende metrische und skalare Invarianz der Prä-Post-Datensätze deutet zusätzlich zu den mittleren Prä-Post Effektstärken auf die Veränderungssensitivität des LK-18 hin.
Die höheren Interkorrelationen im Set2 deuten auf einen größeren Zusammenhang der Lebenskompetenzen im Zustand psychischer Gesundheit hin. Hingegen scheinen Lebenskompetenzen gerade unter psychosomatischen Störungen zu fragmentieren. Zudem zeigen die deutlichen mittleren Effektstärken der Prä-Postvergleiche vor und nach dem Klinikaufenthalt, dass diese Kompetenzen stark veränderlich sind und bereits in einer mehrwöchigen psychosomatischen Behandlung deutlich ausgeprägter werden können. Der LK-18 ist damit veränderungssensitiv in Bezug auf eine stationäre, mehrwöchige Therapie und kann daher auch als zusätzlicher salutogener Behandlungsparameter in der Qualitätssicherung verwendet werden. Üblicherweise ist der Kompetenzbegriff mit dem Besitz von Fähigkeiten verknüpft, die durch Übung oder eine Praxis erworben werden können. So stellt sich hier die Frage, ob die Therapie den Erwerb dieser Kompetenzen bewerkstelligt, oder ob sie lediglich vorhandene Ressourcen reaktiviert, die jedoch je nach Befindlichkeit unterschiedlich auffällt. Diese Interaktionen werden nachfolgend noch genauer betrachtet. Dass die Erhebung von Lebenskompetenzen in der psychosomatischen Diagnostik sinnvoll ist, drückt sich auch durch die hohen Korrelationen mit weiteren diagnostischen Maßen aus. Die Korrelate zu psychosomatischen Symptombelastungen, Trauma und Strukturniveau zeigen für alle sechs Subskalen der Lebenskompetenzen ein einheitliches Bild, so dass eher eine konvergente als diskriminante Validität gegenüber den klinischen Validierungskriterien vorliegt. Entsprechend ist es auch sinnvoll, einen Gesamtwert der Skala zu berechnen und eventuell diesen im klinischen Kontext oder für die Qualitätssicherung zu verwenden, denn das hohe Cronbachs α des Gesamtwertes deutet auf ein sehr gutes Gesamtkonstrukt hin. So ergibt sich in der Erhebung vor und nach dem stationären Aufenthalt eine signifikante Veränderung im Gesamtwert, die den Therapieerfolg widerspiegelt, so dass der Erwerb von Lebenskompetenzen während des stationären Aufenthalts nahegelegt werden kann. Dies betrifft insbesondere die Faktoren Selbstregulation und Wohlbefinden.
Erwartungsgemäß finden sich negative Korrelationen der Lebenskompetenzen mit psychosomatischen Symptombelastungen, mit höchsten Werten zur Depression sowie eine positive Korrelation mit dem im Therapeutenrating eingeschätzten Strukturniveau nach OPD2. Dementsprechend konnte ein Zusammenhang zwischen der Erhöhung von Lebenskompetenzen mit einer Verringerung des Schweregrades psychischer Störungen aufgezeigt werden, woraus sich schlussfolgern lässt, dass das Konzept der Lebenskompetenzen salutogene Ressourcen abbildet. Hier sei auf die begrenzte Aussagekraft der Ergebnisse in Bezug auf die weiteren ISR-Maße wie Angst-, Zwangs-, Somatisierungs- oder Essstörungen hingewiesen, da diese Symptome teilweise nur bei wenigen Patientinnen und Patienten ausgeprägt vorhanden waren. Hingegen gehört die Depression zur häufigsten Diagnose und ist bei fast allen Patientinnen und Patienten vorhanden. Auch in den Qualitätsanalysen weist die Depression die höchsten Effektstärken als Maß für den Therapieerfolg auf, so dass den hier berichteten Korrelaten zur Depression eine hohe Bedeutung zukommt.
Interessanterweise scheint die Zahl an potenziell traumatisierenden Erlebnissen keinen nennenswerten Einfluss auf die Lebenskompetenzen zu haben. Hingegen konnte der Einfluss von posttraumatischen Belastungsstörungen auf Lebenskompetenzen, insbesondere Wohlbefinden, aufgezeigt werden. All dies zeigt, dass psychosomatische Störungen sehr eng mit dem Verlust der Fähigkeit verbunden sind, auf salutogene Ressourcen zurückzugreifen. Dies wird unterstützt durch die deutlichen Korrelationen zwischen der Zunahme an Lebenskompetenzen nach dem Krankenhausaufenthalt und der psychosomatischen Symptomreduktion, bzw. der therapeutischen Verbesserung.
Studien zu Ressourcen für einen psychosomatischen Therapieprozess im Sinne von Lebenskompetenzen wurden bisher kaum durchgeführt. Jedoch wurde die Verbindung zwischen einzelnen Konstrukten des LK-18 und der Psychopathologie empirisch untersucht. Konsistent mit der Erhöhung des Faktors Selbstregulation durch die psychosomatische Behandlung, wurden Defizite, vornehmlich in der Emotionsregulation mit einer Vielzahl psychopathologischer Symptome in Verbindung gebracht (Berking & Wupperman, 2012). Innerhalb der letzten Jahre wurde auch vermehrt das Konzept der Achtsamkeit zur Erhöhung der Regulationsfähigkeit in psychosomatische Kliniken implementiert. Psychometrische Achtsamkeitsskalen korrelieren mit diversen Konstrukten des psychologischen Wohlbefindens wie beispielsweise Vitalität und Optimismus (Brown & Ryan, 2003). Auch wurde gezeigt, dass Selbstregulationstechniken wie Meditation eine Reihe an positiven Effekten bezüglich psychischer Gesundheit haben (Keng et al., 2011). Für den Aspekt der Sinngebung wurde aufgezeigt, dass Patientinnen und Patienten mit transpersonalen Erfahrungen während eines Therapieaufenthalts signifikant bessere Therapieergebnisse aufweisen (Winkler, 2001). Auch zum religiösen Erleben wurde eine substanzielle Änderungssensitivität im Rahmen einer psychosomatischen Behandlung bestätigt (Schowalter et al., 2003; Zwingmann et al., 2011). Dieses ist konsistent mit der hier berichteten Zunahme der Dimension Sinnerleben. Linden und Kollegen untersuchten das Konstrukt der Weisheitskompetenzen bei psychosomatischen Patientinnen und Patienten und fanden eine positive Korrelation mit allgemeiner Lebenszufriedenheit (Linden et al., 2019), jedoch wurde kein Prä-Post Vergleich erhoben. Eine Erhöhung des Faktors Selbstwirksamkeit durch die Therapie deckt sich mit weiteren Studien, die eine Zunahme an Selbstwirksamkeit und Lebensqualität bei psychosomatischen Patientinnen und Patienten bereits nach drei Tagen stationärem Körperwahrnehmungs-Training berichten (Landsman-Dijkstra et al., 2006). Auch anhand einer Stichprobe bestehend aus Probandinnen und Probanden mit Abhängigkeitssyndrom wurde aufgezeigt, dass Selbstwirksamkeit signifikant mit mentaler Gesundheit korreliert (Rabani Bavojdan et al., 2011). Der Faktor Sozialkontakte war am geringsten durch den stationären Aufenthalt beeinflusst. Nichtsdestotrotz erscheint es sinnvoll, diese Dimension in das Konstrukt der Lebenskompetenzen aufzunehmen, da gut belegt ist, dass Menschen mit einem reicheren Netzwerk an sozialen Beziehungen tendenziell zufriedener mit ihrem Leben sind, während das Fehlen sozialer Beziehungen die psychische Stressanfälligkeit erhöht (Ozbay et al., 2007; Amati et al., 2018).
Um herauszufinden, ob die Lebenskompetenzen selbst eine Ressource für den Therapieprozess darstellen und ob sie sich als Prädiktor für eine erfolgreiche Behandlung eignen, wurden die Therapie-Outcomeparameter mit den initialen Werten des LK-18 korreliert. Hier zeigen sich deutlich geringere Zusammenhänge. Dies legt nahe, dass die hier vorgestellten Lebenskompetenzen keine stabile Ressource zur psychosomatischen Heilung darstellen. Möglicherweise trugen die wenig ausgeprägten Lebenskompetenzen zur Entwicklung der psychosomatischen Problematik bei. Vielmehr werden die Lebenskompetenzen im Rahmen der Therapie erst aktiviert, um dann als salutogene Ressource im psychosomatischen Sinne dienen zu können.
Schließlich sollen nochmals die Limitierungen des LK-18 zusammengefasst werden: Die Fragebogenitems wurden im Gegensatz zum „Life Skills Profil“ nach Rosen et al. (1989) bewusst positiv formuliert, da der Fokus auf die salutogen aspektierten Ressourcen als Lebenskompetenzen gelegt wurde. Damit fehlen dem Fragebogen negativ formulierte Kontrollitems, so dass nicht kontrolliert werden kann, ob eine Person unbedacht einseitig angekreuzt hat. Eine weitere Limitierung ergibt sich durch die Erhebung an einer selektierten psychosomatischen Population. Die Validierung bezieht sich demnach auf ein überwiegend weibliches Patientenklientel über 18 Jahre während eines 3- bis 8-wöchigen psychosomatischen Klinikaufenthalts. Die Selektion vollständiger Datensätze führt zu einer minimal geringeren Symptombelastung (7 %) nach ISR, die für die Ergebnisse als unwesentlich erachtet wird. Darüber hinaus wurde bei der Fragebogenkonstruktion kein übergeordnetes, theoretisches Konstrukt verwendet, sondern einzelne Lebenskompetenzen auf Basis der Literatur und langjährigen Erfahrungswerten in der psychosomatischen Therapie ausgewählt. Wie hier gezeigt, ergeben diese ein valides Instrument, wietere, hier nicht berücksichtigte Faktoren können jedoch ebenfalls als Ressource für den therapeutischen Prozess dienen. Zudem wären die Kennwerte und die Validität des Fragebogens künftig an einer gesunden Population in einer weiteren Studie zu untersuchen. Zusätzlich ist die Generalisierbarkeit des LK-18 für andere Bereiche wie beispielsweise der Psychotherapie zu überprüfen. Auch kann aufgrund des multimodalen Therapieprogramms keine Aussage getroffen werden kann, welche therapeutischen Aspekte maßgeblich zu der Erhöhung der Lebenskompetenzen beigetragen haben.
Da der hier entwickelte Fragebogen LK-18 mit 18 Items recht kompakt ist, kann dieser zeitsparend zusätzlich zu weiteren Instrumenten genutzt werden. Für den klinischen Einsatz zeigt sich dieses Instrument bereits als sehr sinnvoll, indem es eine wichtige Verbindung aufzeigt zwischen psychosomatischen Störungsbildern und den salutogenen Ressourcen, welche in diesem Konzept der Lebenskompetenzen aufgeschlüsselt werden. Allerdings zeigt sich, dass die Lebenskompetenzen keinen zuverlässigen Prädiktor für den Therapieerfolg darstellen. Da jedoch der Therapieerfolg sehr wohl mit der Aktivierung der Lebenskompetenzen innerhalb der Therapie korreliert, kann der Fragebogen auch für die Diagnostik sinnvoll sein und bei der Erstellung von individualisierten Therapien unterstützen, die gezielt auch die Entwicklung von Lebenskompetenzen fördern. Da die Ergebnisse des LK-18 auch den Therapieerfolg abbilden, ist dieser für die Qualitätssicherung ebenso verwendbar.
Elektronische Supplemente (ESM)
Die elektronischen Supplemente sind mit der Online-Version dieses Artikels verfügbar unter https://doi.org/10.1026/0012-1924/a000278
Wir danken den Heiligenfeld Kliniken Bad Kissingen für die Bereitschaft, dieses Instrument im klinischen Einsatz zu testen und die Daten zur Analyse bereitzustellen.
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