Konstruktion und explorative Analysen zur Güte des Inventars zur Erfassung von Achtsamkeit bei Jugendlichen
Das Mindfulness Youth Inventory (MindYou)
Abstract
Zusammenfassung: Bisherige Befunde der Wirksamkeitsforschung zeigen, dass Achtsamkeitsinterventionen geeignete Präventions- und Interventionsmaßnahmen für die mentale Gesundheit von Jugendlichen darstellen können. Im deutschen Sprachraum fehlt bislang jedoch ein diagnostisches Instrument zur Erfassung von Achtsamkeit im Jugendalter. Ziel der vorliegenden Studie war es, ein deutschsprachiges Messinstrument zur multidimensionalen Erfassung von Achtsamkeit bei Jugendlichen zu konzipieren, welches entwicklungsbedingte Charakteristiken der Zielgruppe berücksichtigt. Eine Hauptachsenanalyse (principal axis factoring) mit anschließender Second-Order-Faktorenanalyse (N = 400; 12 – 20-Jährige) ergab ein Achtsamkeitsinventar mit fünffaktorieller Struktur sowie einem Faktor höherer Ordnung. Abgebildet werden die Facetten Gegenwärtiges Bewusstsein, Bewusstes Handeln, Akzeptanz, Kognitive Nicht-Reaktivität sowie Emotionale Nicht-Reaktivität. Die Faktorenstruktur wurde an einer zweiten Stichprobe (N = 317 Jugendliche, 162 Mädchen) konfirmatorisch überprüft. Die Untersuchungen zeigen erwartungskonforme Zusammenhänge zwischen Achtsamkeit sowie Problemverhalten (r zwischen -.20 und -.49), prosozialem Verhalten (r = .10) und Schulerfolg (r = .18). Interne Konsistenzen der Skalen liegen im akzeptablen Bereich (α = .58-.75).
Abstract: Previous studies of intervention efficacy show that mindfulness interventions are appropriate preventions and interventions for adolescent mental health. Accordingly, mindfulness-based therapies are increasingly being used in practice. However, to date, the German-speaking world has lacked a diagnostic instrument for assessing mindfulness in adolescence. The present study aimed to design a valid, reliable, and sensitive German-language diagnostic instrument for the multidimensional assessment of mindfulness in adolescents which also considers the developmental characteristics of the target group. The sample consisted of N = 400 adolescents between 12 and 20 years. An exploratory factor analysis (principal axis factoring) with a subsequent second-order factor analysis resulted in a structure consisting of five factors with a higher-order factor. The factors are Present Moment Awareness, Acting with Awareness, Acceptance, Cognitive Nonreactivity, and Emotional Nonreactivity. We tested the factor structure on a second sample using confirmatory factor analyses (N = 317 adolescents, 162 girls). These first exploratory studies revealed associations between mindfulness and several problem behaviors (r between –.20 and –.49), prosocial behaviors (r = .10), and school success (r = .18), as expected. The subscales exhibited acceptable internal consistencies (α = .58–.75).
Achtsamkeit ist eine Form der Aufmerksamkeitslenkung, die absichtsvoll auf gegenwärtige Bewusstseinsinhalte gerichtet ist, ohne dass dabei eine wertende Haltung eingenommen wird. Dies entspricht der am meisten zitierten Achtsamkeitsdefinition von Kabat-Zinn (1982). Was die fernöstliche Meditationspraxis schon seit Jahrtausenden lehrt, hat seit etwa 30 Jahren Eingang in die westliche klinische Psychologie gefunden. Während für Erwachsene eine große Auswahl an Instrumenten zur Erfassung von Achtsamkeit vorhanden ist, findet sich für Kinder und Jugendliche bislang nur eine Handvoll publizierter Inventare, die auf Grundlage von Erwachsenenversionen adaptiert wurden – darunter aktuell keine deutschsprachig validierte Version (Pallozzi, Wertheim, Paxton & Ong, 2017).
Achtsamkeitsinventare für Jugendliche
Erst in den letzten zehn Jahren wurden vier der Erwachsenenfragebögen, nämlich die Mindful Awareness Scale (MAAS; Brown & Ryan, 2003), das Kentucky Inventory of Mindfulness Skills (KIMS; Baer, Smith & Allen, 2004), der Five Facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ; Baer, Smith, Hopkins, Krietemeyer & Toney, 2006) und das Comprehensive Inventory of Mindfulness Experience (CHIME; Bergomi, Tschacher & Kupper, 2014), für Jugendliche adaptiert und publiziert. Ein vergleichender Überblick über die daraus entstandenen und publizierten fünf Jugendlichen-Fragebögen – MAAS-C (Lawlor, Schonert-Reichl, Gadermann & Zumbo, 2014), MAAS-A (Brown, West, Loverich & Biegel, 2011), CAMM (Greco, Baer & Smith, 2011), FFMQ-A (Cortazar, Calvete, Fernández-González & Orue, 2020) und CHIME-A (Johnson, Burke, Brinkman & Wade, 2017) – findet sich in Anlehnung an das Review von Goodman, Madni und Semple (2017) hinsichtlich Definition von Achtsamkeit, Itemformulierung, Validierungen und Nachweisen für Kriteriumsvalidität im elektronischen Supplement ESM 1. Der größte Unterschied zwischen den Instrumenten liegt in der Anzahl der berücksichtigten Facetten von Achtsamkeit. Während einige Inventare sich auf einzelne Facetten beschränken (z. B. MAAS-C; MAAS-A) erfolgt bei anderen eine facettenreiche Erfassung (z. B. FFMQ-A; CHIME-A). Auch wenn die bereits etablierten Fragebögen zum Teil an mehreren Stichproben validiert wurden und eine akzeptable bis gute psychometrische Qualität (z. B. Reliabilität, Validierung an Außenkriterien wie Schulnoten, Verhaltensproblemen und prosozialem Verhalten) aufweisen, sollten für die Konstruktion von Achtsamkeitsmessinstrumenten für Jugendliche auch konzeptuelle, methodologische und entwicklungsbedingte Aspekte betrachtet werden (Goodman et al., 2017).
Es liegt bislang keine Studie vor, welche systematisch den Einfluss entwicklungsbedingter Aspekte auf die Ausprägung sowie Erscheinungsformen von Achtsamkeit in den Blick nimmt. Jugendliche als Zielgruppe von Selbstberichtsmessinstrumenten haben gemäß ihres Entwicklungsstandes teilweise eingeschränkte Lesefähigkeiten und eine sich noch entwickelnde Fähigkeit zur Selbstreflektion (Keating, 2013). Dies kann das Verständnis von Items und Antwortskalen beeinträchtigen (Fuchs, 2005). Es besteht ein Bedarf an validierten Instrumenten in dem Forschungsfeld, da achtsamkeitsbasierte Interventionen bei Jugendlichen vermehrt eingesetzt werden und bereits Hinweise auf eine moderate bis mittlere Wirksamkeit vorliegen, z. B. in der Psychotherapie und auch im Rahmen schulischer Präventionsprogramme hinsichtlich Depressionen und Angststörungen (Borquist-Conlon, Maynard, Brendel & Farina, 2019; Phillips & Mychailyszyn, 2022; Reangsing, Punsuwun & Schneider, 2021) und der AD(H)S (Linderkamp & Lüdeke, 2019). Auf Einzelstudienebene bestehen jedoch oft beträchtliche methodische Limitationen (Reangsing et al., 2021). Bei der Interpretation der Wirksamkeitsbefunde ist insbesondere zu beachten, dass die Studienergebnisse teilweise auf Achtsamkeitsinventaren beruhen, deren Items nur eine geringe Lesbarkeit für Kinder und Jugendliche aufweisen.
Probleme in diesem Bereich zeigen sich beispielsweise beim CHIME-A (Bergomi et al., 2013b). Die Autor_innen hatten für die Konstruktion des Inventars alle inhaltlich abgrenzbaren Aspekte aus allen bisherigen Achtsamkeitsfragebögen, theoretischen Definitionen und empirischen Implikationen miteinbezogen. Gemäß Autor_innenangaben weist die verwendete Sprache eine hohe Komplexität für die Befragten auf und 27 von 37 Items wurden von mehr als 15 % der Befragten als verwirrend eingestuft (Johnson et al., 2017). Auch der FFMQ weist einen anspruchsvollen Lesbarkeitsindex auf, wodurch der Einsatz bei Jugendlichen kritisch beurteilt werden kann (Pallozzi et al., 2017).
Theoretische Konzeption des Achtsamkeitskonstrukts
Das Achtsamkeitskonstrukt ist auf Grundlage bisheriger Befunde multidimensional zu konzeptualisieren. Die Facetten des Achtsamkeitskonstrukts zeigen unterschiedlich ausgeprägte Zusammenhänge zur mentalen und körperlichen Gesundheit. So zeigten sich in einigen Studien positive oder größere Zusammenhänge hinsichtlich gegenwartsbezogener Aufmerksamkeitssteigerung nur bei hohen Ausprägungen in den Facetten Akzeptanz / Nicht-wertende Haltung und / oder Nicht-Reaktivität (z. B. Desrosiers, Vine, Curtiss & Klemanski, 2014; Rahl, Lindsay, Pacilio, Brown & Creswell, 2017; Tomfohr, Pung, Mills & Edwards, 2015). Bestimmte Facetten, wie Akzeptanz / Nicht-wertende Haltung, Nicht-Reaktivität und Bewusstes Handeln scheinen protektive Faktoren für die psychische Gesundheit in der Adoleszenz darzustellen, wohingegen andere Komponenten, wie Offenheit für Erfahrungen, Einsichtsvolles Verstehen oder Bewusstsein für äußere Erfahrungen nur gering mit psychischer Gesundheit korrelieren (Johnson & Wade, 2019).
Achtsamkeit steht mit anderen Konstrukten wie beispielweise internalisierendem und externalisierendem Problemverhalten in bedeutsamem theoretischem und empirischem Zusammenhang. Negative Korrelationen mit Problemverhalten stellen einen Hinweis auf die konvergente Validität des Achtsamkeitsinventars dar. Internalisierende und externalisierende Verhaltensprobleme sind mit einer verringerten Achtsamkeit assoziiert. Dies kann exemplarisch an Jugendlichen mit externalisierenden Störungen gezeigt werden. Jugendliche mit ADHS weisen beispielsweise häufiger eine geringer ausgeprägte Achtsamkeit auf. Aufmerksamkeitsregulierung ist ein zentraler Bestandteil von Achtsamkeitsübungen wie auch Aufmerksamkeitsfokussierung, Aufmerksamkeitswechsel und -flexibilität, Metakognition, Inhibition, Arbeitsgedächtnis, Selbstregulation (z. B. Smalley, Loo, Shrestha, McGough, Flook & Reise, 2009). Auch internalisierende Probleme wie z. B. ängstliche und depressive Erlebensweisen gehen mit geringerer Achtsamkeit einher, was unter anderem mit kognitiven Wahrnehmungsverzerrungen, z. B. der Fokussierung auf bedrohliche oder negative Reize, erklärt wird (Waszczuk et al., 2015).
Prosoziales Verhalten kann als eine Variable zur Testung der konvergenten Validität des Achtsamkeitsinventars betrachtet werden. Es konnte metaanalytisch gezeigt werden, dass prosoziales Verhalten positiv mit Achtsamkeit assoziiert ist und dass Interventionen, die prosoziales Verhalten fördern, zu einer verstärkten Achtsamkeit bei Kindern und Jugendlichen führen (Cheang, Gillions & Sparkes, 2019).
Zudem finden sich empirische Hinweise, dass eine höhere Achtsamkeit auch mit besseren Schulleistungen einhergeht, was unter anderem durch die mit Achtsamkeit verbundene Aufmerksamkeitsfokussierung erklärt wird (Mrazek et al., 2017). Positive Zusammenhänge mit Schulleistungen stellen somit einen weiteren Hinweis auf die konvergente Validität des Instruments dar.
Ziele und Fragestellungen
Das Ziel der vorliegenden explorativen Untersuchung ist es, ein multidimensionales Inventar zur Erfassung von Achtsamkeit bei Jugendlichen (MindYou) unter Berücksichtigung bisheriger Operationalisierungen, theoretischer Überlegungen und Implikationen durch empirische Ergebnisse hinsichtlich konzeptueller, methodischer und entwicklungsbedingter Aspekte zu entwickeln. Hierbei handelt es sich um eine Zusammenstellung von Items bereits etablierter Fragebögen. Mit dieser Untersuchung sollen erste Hinweise auf die Validität und Reliabilität des Instruments vorgelegt werden. Ableitend aus dieser Zielsetzung soll nach Erstellen eines Itempools sowie Itemanalyse und -selektion die Faktorenstruktur des MindYou ermittelt werden. Erwartet wird, dass die extrahierten Faktoren auf einen gemeinsamen Faktor höherer Ordnung laden, welcher das Achtsamkeitskonstrukt abbildet. Um Hinweise auf die Konstrukt- und Kriteriumsvalidität vorzulegen, sollen in der Literatur bereits gezeigte moderate bis große Zusammenhänge zwischen Achtsamkeit und Problemverhalten (Hyperaktivität, internalisierende / externalisierende Probleme, Probleme mit Gleichaltrigen), prosozialem Verhalten sowie Schulerfolg gezeigt werden (z. B. Bergomi et al., 2014; Bruin, Zijlstra & Bögels, 2013; Cheang et al., 2019; Cortazar et al., 2020; Johnson et al., 2017). Zudem soll geprüft werden, ob das Inventar zwischen Personen mit und ohne Erfahrung mit Achtsamkeit diskriminieren kann, wie es für das CHIME gezeigt wurde (Bergomi et al., 2014).
Methodik
Fragebogenkonstruktion
Zur Erfassung von Achtsamkeit wurden Items basierend auf den theoretischen Überlegungen und empirischen Befunden des CHIME (Bergomi, Tschacher & Kupper, 2013a; Bergomi, Tschacher & Kupper, 2013b; Bergomi et al., 2014) zusammengestellt, überarbeitet und neu entworfen, welche inhaltlich die sechs Achtsamkeits-Facetten Bewusstes Handeln / Gegenwärtigkeit (BH), Bewusstheit für innere Zustände (BI), Bewusstheit für äußere Zustände (BE), Akzeptanz / Nicht-urteilende Haltung (AK), Nicht-Reaktivität / Dezentrierung (NR) und Nicht-Vermeidende Haltung / Offenheit für Erfahrungen (NV) abdecken sollten. Die Skalen Bewusstheit für die Relativität von Gedanken (REL) und Einsichtsvolles Verstehen (EV), welche ebenfalls im CHIME enthalten sind, fanden im Zuge der Itemkonstruktion keine Beachtung, da deren Inhalte ein hohes Maß an Abstraktionsfähigkeit erfordern, welche besonders in der frühen Adoleszenz als noch nicht ausreichend ausgebildet angesehen werden kann (de Leeuw, 2011). Die Verständlichkeit der Items wurde durch wiederholte Rückmeldungen von Jugendlichen geprüft. Die Items sollten in Anlehnung an Bergomi et al. (2014) und de Leeuw (2011) neben dem Aspekt der Inhaltsvalidität weiteren Konstruktionskriterien entsprechen. (1) Die Items sollten so konkret wie möglich formuliert sein, (2) keine doppelten Verneinungen und Häufigkeitsangaben enthalten, (3) nicht aus mehreren unterschiedlichen Aussagen bestehen und möglichst keinen Interpretationsspielraum zulassen. (4) Auch für Jugendliche ohne Meditationserfahrung sollten die Items leicht verständlich und (5) in einem ausgewogenen Verhältnis positiv und negativ formuliert werden, um einer Akquieszenz entgegenzuwirken.
Die Items wurden auf einer vierstufigen Ratingskala mit den verbalen Ankern stimmt genau – stimmt eher – stimmt eher nicht – stimmt überhaupt nicht beantwortet und bezogen sich auf die zwei vergangenen Wochen. Dieser Referenzzeitraum wurde so übernommen, wie es die Autor_innen des CHIME angaben. Achtsamkeit wird demnach als (Quasi–)Disposition angesehen, welche über die Zeit hinweg durch Achtsamkeitserfahrung veränderbar ist (Bergomi et al., 2014). Empirische Befunde zur Fragebogenkonstruktion bei Kindern und Jugendlichen brachten folgende Implikationen für die Erstellung der Antwortskala mit sich (Borgers, Hox & Sikkel, 2004; de Leeuw, 2011; de Leeuw, Borgers & Smits, 2004): (1) Für einen maximalen Informationsgewinn wird für die Zielgruppe (frühe Adoleszenz) eine vier- bis fünfstufige Antwortskala empfohlen. (2) Da kein neutraler Mittelpunkt angeboten werden soll, um einer Tendenz zur Mitte entgegen zu wirken, fiel die Wahl auf eine vierstufige Antwortskala. (3) Es wurden verbale Anker für alle Antwortkategorien verwendet und Zahlen vermieden, um den Interpretationsspielraum zu minimieren. (4) Da Häufigkeiten und Intensitäten heterogen interpretiert werden, wurde eine Zustimmungsskala ausgewählt. Zudem sollte wahlloses Antwortverhalten durch Distraktoren erfasst werden (Meade & Craig, 2012). Hierbei wurden instruierende Items (z. B. Kreuze hier bitte „Stimmt eher nicht“ an) verwendet. Die Items des MindYou waren alternierend positiv und negativ formuliert (z. B. Item 2: „Auch wenn Dinge schieflaufen, bin ich mir selbst gegenüber freundlich“; Item 3: Wenn ich mir Sorgen mache, fällt es mir schwer mich auf das zu konzentrieren, was gerade passiert). Im Rahmen der Datenauswertung wurden die negativen Items rekodiert, so dass sich sowohl für die einzelnen Subskalen als auch für den gesamten MindYou Summenscores ergeben, welche sich im Sinne einer Positivskala (je höher die Testwerte, desto höher die Ausprägung der Achtsamkeit) interpretieren lassen. Der endgültige MindYou-Itempool umfasste 37 Items, darunter 17 positiv und 19 negativ formulierte sowie ein Distraktoritem. Fünf Items wurden aus bereits bestehenden Achtsamkeitsmessinstrumenten übernommen, 20 Items nach den oben genannten Kriterien modifiziert und 11 Items auf Basis theoretischer Grundlagen neu formuliert (siehe Itempool in ESM 2). Die Items wurden in randomisierter Abfolge im Fragebogen dargeboten. Die Bearbeitungszeit betrug ca. 15 Minuten.
Erhebungsinstrumente
Neben Alter, Geschlecht, Klassenstufe und Schulform wurde auch die Erfahrung mit Achtsamkeit in Meditation oder Yoga anhand von jeweils zwei Items mit dichotomer Antwortmöglichkeit: z. B. „Ich habe bereits Erfahrungen mit Meditation gesammelt“ / „Ich habe keine Erfahrungen“ erfasst. Weitere Angaben sollten zwecks Operationalisierung des Schulerfolgs zu den Schulnoten des letzten Zeugnisses in den Hauptfächern Deutsch, Mathe und Englisch gemacht werden. Zur Beurteilung der Nebengütekriterien Zumutbarkeit und Durchführungsfairness hinsichtlich der Berücksichtigung von sprachlichen Schwierigkeiten sollten zwei Items zur Beurteilung der Länge (dreistufige Skala: kurz – gut machbar – zu lang) und Verständlichkeit (dreistufige Skala: leicht zu verstehen – mittemäßig zu verstehen – schwer zu verstehen) der Studie beantwortet werden.
Um erste Hinweise auf die konkurrente Kriteriumsvalidität zu erhalten, wurde im Anschluss an den MindYou–Itempool die deutsche Selbstbeurteilungsversion des Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ-Deu-S; Goodman, 1997) zur Erfassung von Verhaltensauffälligkeiten und -stärken eingesetzt. Der SDQ-Deu-S wurde ausgewählt, da es sich um ein ökonomisches Messinstrument handelt, welches zwischen Jugendlichen mit und ohne psychische Auffälligkeiten differenzieren kann (Becker, Hagenberg, Roessner, Woerner & Rothenberger, 2004). Dem SDQ wurde ebenfalls ein Distraktor (Item 21) hinzugefügt.
Stichprobe und Datenerhebung
Die Datenerhebungen fanden zu zwei Messzeitpunkten statt. Erhebung 1 wurde im Raum Wuppertal von 10. 2019 – 11. 2019 durchgeführt und es wurden Daten von 454 Jugendlichen (225 Mädchen) erhoben. Die Datensätze von 54 Teilnehmenden wurden entfernt, da sie mindestens einen der zwei Distraktoren falsch beantworteten und wahlloses oder bewusst falsches Antwortverhalten nicht ausgeschlossen werden konnte. Nach Ausschluss umfasste die Stichprobe 400 Fälle, darunter 225 Schülerinnen und 175 Schüler der 7. bis 13. Klassenstufe. Das Alter der Stichprobe (1. Erhebung) lag bei 12 bis 20 Jahren (M = 15.04, SD = 2.03). 71 % gaben an, eine Gesamtschule, 28 % ein Gymnasium und jeweils unter 1 % eine Haupt-, Real- oder Waldorfschule oder ein Berufskolleg in Nordrhein-Westfalen zu besuchen. Der größte Anteil gab an, keine Erfahrung oder einmaligen Kontakt in der Vergangenheit mit Meditation (n = 328; 85 %) oder Yoga (n = 358; 91 %) zu haben. Der Großteil der Befragten machte keine Angabe dazu, wie lange Meditation oder Yoga bereits praktiziert werden / wurden, sodass die Dauer der Erfahrung keine weitere Berücksichtigung fand.
Um Stichprobeneffekte auszuschließen, wurde eine weitere Untersuchung mit N = 383 Jugendlichen (189 Mädchen) im Zeitraum von 01. – 03.2022 durchgeführt, bei der die identischen Erhebungsinstrumente an einer neuen Teilstichprobe eingesetzt wurden. Bei der zweiten Datenerhebung mussten die Datensätze von 66 Teilnehmenden entfernt werden, da sie mindestens einen der Distraktoren falsch beantwortet hatten, so dass sich die Stichprobengröße auf N = 317 (162 Mädchen) reduzierte. Die Schüler_innen der Stichprobe (2. Erhebung) besuchten die Klassen 5 bis 12 und waren zwischen 11 und 19 Jahre alt (M = 14.31, SD = 1.79). 84 % der Schüler_innen besuchten eine Gesamtschule, 16 % ein Gymnasium. Der größte Anteil der Befragten gab an, keine Erfahrungen mit Achtsamkeit zu haben (n = 251; 79 %). Darüber hinaus machte der Großteil der Befragten keine Angabe zu Erfahrungen und Kontakt mit Meditation oder Yoga, sodass diese Informationen keine weitere Berücksichtigung fanden. Die Teilstichproben der Erhebungen 1 und 2 unterschieden sich nicht signifikant in Geschlecht und Schulnoten (alle t < 1.4, p > .05, d < .1). Hinsichtlich Alter und Klassenstufe ergaben sich signifikante Unterschiede (Alter: t = 5.04, p < .001, d = .37; Klassenstufe: t = 7.6, p < .001, d = .57).
Datenanalyse
Es wurden die Software SPSS Statistics 28.0 sowie R (Version 4.1.2; R Core Team, 2021) und das R-Packet lavaan (Version 0.6.11; Rosseel, 2012) eingesetzt. Die Fragebogenkonstruktion erfolgte anhand der Daten der ersten Teilstichprobe (erste Erhebung, N = 400). Wenn nicht anders berichtet, wurde für alle folgenden statistischen Analysen ein Signifikanzniveau von α = .05 verwendet, wobei α nach der Bonferroni-Methode angepasst wurde. Zur Bestimmung der internen Konsistenzen wurde Cronbachs α berechnet. Die Items des MindYou sind alternierend positiv oder negativ gepolt, so dass entsprechend die Hälfte der Items rekodiert werden musste. Es gab insgesamt in der Gesamtstichprobe 0.30 % fehlende Werte. Die fehlenden Werte wurden mittels Expectation-Maximization Algorithmus (EM) getrennt nach MindYou-Itempool und SDQ-Skala imputiert. Trotz Verletzungen der Voraussetzung einer multivariaten Normalverteilung wurde EM angewandt, da es sich in Simulationen als robust gegenüber mäßigen Verletzungen erwiesen hat (Allison, 2002).
Fragebogenkonstruktion
Um die Faktorenstruktur des MindYou zu ermitteln, wurde eine exploratorische Faktorenanalyse (EFA) gerechnet. Bislang gibt es im deutschsprachigen Raum noch keine an Jugendlichen erprobten und validierten Achtsamkeitsitems und somit auch keine theoretisch fundiert ausgearbeitete Theorie bzw. Hypothesen, weshalb eine grundsätzliche Exploration der Struktur der latenten Variablen angemessen erschien. Im Rahmen von Itemselektion und -analyse wurden geeignete Items hinsichtlich ihrer inhaltlichen Passung, Faktorladung, Trennschärfe, Kommunalität und Schwierigkeit identifiziert. Geeignete Items sollten dabei Faktorladungen λ > .32 (Tabachnick & Fidell, 2014), Trennschärfen ri(t-i) ≥ .30 sowie Schwierigkeiten im mittleren Bereich (
< .20; < .80) aufweisen, um optimal zwischen hoher und niedriger Merkmalsausprägung differenzieren zu können. Trennschärfen von .40 bis .70 gelten dabei als gut und die optimale Differenzierungseigenschaft der Items liegt bei Itemschwierigkeiten von .50 (Moosbrugger & Kelava, 2012). Eine sechsfaktorielle Einfachstruktur wurde auf Basis theoretischer Grundüberlegungen angestrebt. Bei Doppelladungen wurde die Variable dem Faktor mit der höheren Ladung zugeordnet, sofern die Ladungen sich um mindestens .10 unterschieden (Tabachnick & Fidell, 2014). Items, die nicht den zuvor gesetzten Kriterien entsprachen, wurden schrittweise entfernt und der modifizierte Itempool wurde jeweils einer neuen Faktorenanalyse unterzogen. Faktoren mit weniger als drei Items wurden eliminiert (Pett, Lackey & Sullivan, 2003).
Um die Eignung der Daten für die EFA zu bestimmen, wurden der Bartlett-Sphärizitäts-Test und das Kaiser-Meyer-Olkin Maß (KMO; Bühner, 2006) berechnet und nach Konventionen von Kaiser und Rice (1974) interpretiert. Als Extraktionsmethode wurde eine Hauptachsenanalyse (PAF) ausgewählt. Die Parallelanalyse nach Horn (1965) wurde als Abbruchkriterium verwendet, da sie ein Verfahren darstellt, welches die präzisesten Ergebnisse liefert (Courtney & Gordon, 2013). Die Promax-Rotation (oblique) wurde ausgewählt, da Korrelationen zwischen den Faktoren sowie ein gemeinsamer Faktor höherer Ordnung erwartet wurden.
Im Anschluss an den iterationsabhängigen Itemselektionsprozess sollten die internen Konsistenzen der Skalen bestimmt und Skalen-Scores (Mittelwerte) berechnet werden. Um zu überprüfen, ob die identifizierten Faktoren das gleiche Konstrukt erfassen, sollte zudem eine exploratorische Faktorenanalyse höherer Ordnung (Second-Order-Faktorenanalyse; SFA) gerechnet werden. Erwartet wurde dabei ein Generalfaktor, welcher das Konstrukt Achtsamkeit abbildet. Die Grundlage für die SFA bildete die Faktoren-Korrelationsmatrix (Wolff & Preising, 2005). Für die Durchführung wurde die Syntax von IBM Support (2020) verwendet. Bei einer eindimensionalen Faktorenstruktur höherer Ordnung sollte ein Summengesamtscore gebildet werden.
Die Daten von Erhebung 2 (N = 317) wurde analog zur ersten Erhebung aufbereitet und herangezogen, um die anhand der ersten Erhebung iterativ und explorativ identifizierte Faktorenstruktur des Fragebogens (mit reduzierter Itemanzahl) konfirmatorisch zu prüfen. Aufgrund der ordinalen Datenstruktur wurde der Weighted Least Squares Means and Variance Adjusted (WLSMV)-Schätzer (Li, 2016) verwendet und es wurde unter Berücksichtigung der identifizierten Faktorenanzahl sowohl ein Modell höherer Ordnung (gemäß SFA) als auch ein Bifaktorenmodell geschätzt. Beide Modelle wurden anhand eines Chi-Quadrat-Differenztests verglichen. Die Beurteilung der Modellgüte erfolgte anhand der absoluten und relativen Fit-Indizes (Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA; Standardized Root Mean Square Residual, SRMR; Comparative Fit Index, CFI und Tucker-Lewis Index, TLI), welche nach Hu und Bentler (1999) interpretiert wurden (CFI & TLI ≥ .95, SRMR ≤ .08, RSMEA ≤ .06).
Kriteriumsvalidität
Um konvergente Kriteriumsvalidität des MindYou zu überprüfen, wurden Zusammenhänge zwischen dem gebildeten Achtsamkeitgesamtscore (MY-GS) und den SDQ-Skalen in Form von Korrelationen berechnet. Alle Skalen bis auf den MY-GS zeigten mittels Shapiro-Wilk–Test Verletzungen der Normalverteilungsannahme, p < .01, sodass nicht-parametrische Rangkorrelationen nach Spearman berechnet wurden. Es wurde einseitig getestet, da negative Zusammenhänge zwischen Achtsamkeit und den Problemskalen des SDQ sowie ein positiver Zusammenhang zwischen Achtsamkeit und prosozialem Verhalten (SDQ-PRO) erwartet wurden. Schulerfolg, operationalisiert durch den Mittelwert der Schulnoten entsprechend einer Notenskala von 1 = ungenügend bis 15 = sehr gut, wurde als weiteres Kriterium herangezogen. Da Schulnoten ordinalskalierte Variablen sind, wurden Rangkorrelationen nach Spearman berechnet. Es wurde einseitig getestet, da ein positiver Zusammenhang zwischen Schulerfolg und Achtsamkeit angenommen wurde.
Ergebnisse
Exploratorische Faktoren- und Itemanalysen
Der Bartlett-Test sowie der KMO-Koeffizient (Erhebung 1, N = 400) zeigten eine gute Eignung des Mind-You-Itempools zur Berechnung einer EFA (χ2(630) = 3387.94, p < .001; KMO = .822). Eine erste PAF mit anschließender Parallelanalyse auf Itemebene wies eine 10-faktorielle Struktur mit 39.82 % Varianzaufklärung auf. Items, die nicht den zuvor gesetzten Kriterien entsprachen, wurden schrittweise entfernt, sodass sich der Itempool von 36 auf 25 Items reduzierte. Elf Items wurden aufgrund von ersichtlichen Mängeln in Form von nicht vorhandener inhaltlicher Passung, negativen Ladungen, zu geringer Anzahl an Items pro extrahiertem Faktor, Faktorladungen < .32 oder in etwa gleich hohen und inhaltlich nicht passenden Doppelladungen entfernt. Nach Beendigung der Itemselektion zeigte sich durch die Parallelanalyse eine siebenfaktorielle Struktur. Der Anteil der aufgeklärten Varianz stieg durch die sieben extrahierten Faktoren auf 41.66 % an. Es zeigte sich eine Einfachstruktur abgesehen von Item 11, welches eine Doppelladung > .32 auf zwei Faktoren aufwies. Als Ergebnis des Selektionsprozesses entsteht ein Achtsamkeitsinventar (MindYou), das die folgenden sieben Skalen umfasst: Gegenwärtiges Bewusstsein (GB), Bewusstsein für externale Stimuli (BE), Akzeptanz / Nicht-urteilende Haltung (AK), Kognitive Nicht-Reaktivität (NR/K), Bewusstes Handeln (BH), Emotionale Nicht-Reaktivität (NR/E) und Nicht-vermeidende Haltung (NV). Alle Items zeigten Trennschärfen > .30. Die Itemschwierigkeiten lagen bei sechs von sieben Skalen im zuvor definierten mittleren Bereich bis auf Skala NV, welche zu leichte Itemschwierigkeiten aufwies (Item 35 und Item 37: 
= .82). Eine SFA wurde nach Prüfung der Dateneignung (KMO = .734; mittlere Eignung) auf Basis der Korrelationsmatrix der sieben Faktoren mit Parallelanalyse berechnet und ergab eine einfaktorielle Struktur mit 30.62 % Varianzaufklärung. Ausschließlich zwei Skalen (BE, NV) wiesen Faktorladungen < .32 mit geringen Kommunalitäten auf (BE: λ = .18; h2 = .03; NV: λ = .28; h2 = .08). Die Items dieser zwei Skalen wurden daher aus dem Inventar entfernt, sodass eine erneute EFA mit einem reduzierten Itempool von 18 Items gerechnet wurde (χ2(153) = 1776.18, p < .001; KMO = .854) mit anschließender SFA. Faktorladungen, Kommunalitäten, Trennschärfen, Itemschwierigkeiten sowie deskriptive Statistiken der Items erfüllen die zuvor gesetzten Kriterien und sind im ESM 3 veranschaulicht. Der Ausschluss der zwei Skalen führte zu einem leichten Anstieg der erklärten Gesamtvarianz auf 41.83 %. Die SFA auf Basis der Korrelationsmatrix der fünf Faktoren (siehe ESM 4) wurde nach Prüfung der Eignung der Daten gerechnet (χ2(21) = 580.48, p < .001; KMO = .746) und ergab eine einfaktorielle Struktur mit einem Anstieg an Gesamtvarianz auf 43.42 % (s. Tabelle 1). Der Nachweis erlaubte die Berechnung eines Gesamtscores (Summe aus Skalenmittelwerten). Die internen Konsistenzen lagen beim MindYou bei Cronbachs α Werten von .63 (MY-NR/E) bis .83 (MY-GS).
Moderierende und konvergente Variablen
In ESM 5 sind die internen Konsistenzen (Diagonale) und Interkorrelationen der Skalen des MindYou und des SDQ abgebildet. Der MY-GS korreliert mit rs = -.68, p < .001 am höchsten mit dem Gesamtproblemwert des SDQ. Weitere hohe bis moderate Korrelationen zeigt der MY-GS mit emotionalen Problemen rs = -.57, p < .001, Verhaltensauffälligkeiten rs = -.33, p < .001 und Hyperaktivität rs = -.51, p < .001. Geringe Korrelationen bestehen zwischen MY-GS und Problemen mit Gleichaltrigen rs = -.22, p < .001 sowie prosozialem Verhalten rs = .10, p = .024. Das Signifikanzniveau wurde auf α = .05 / 6 = .0083 angepasst, da sechs Korrelationstests durchgeführt worden waren. Der Notendurchschnitt korreliert signifikant gering mit dem MY-GS, rs = .18, p < .001. In ESM 6 sind die Korrelationen der einzelnen Subskalen mit dem MindYou abgebildet. Den größten Zusammenhang mit dem Notendurchschnitt zeigt dabei die Subskala Bewusstes Handeln, rs = .28, p < .001. Die Ausprägung in Achtsamkeit (MY-GS) unterschied sich statistisch nicht signifikant für die Meditations-, F(6, 381) = 0.77, p = .595, oder Yogaerfahrung, F(5, 388) = 0.65, p = .659. Fragen zur Beurteilung der Länge und Verständlichkeit der Studie wurden wie folgt beantwortet: Die Items waren für 81.4 % der Befragten leicht, für 18 % mittelmäßig und 0.5 % schwer zu verstehen. Die Länge des Fragebogens wurde von 2.3 % als kurz von 91 % als gut machbar und von 6.8 % als zu lang beurteilt.
Weitere explorative Datenanalysen
In einer exploratorischen Faktorenanalyse hängt die Höhe der Ladungen auch von der Anzahl der extrahierten Faktoren ab. Die Anzahl der extrahierten Faktoren wurde daher im Rahmen weiterer explorativer Datenanalysen unter Kontrolle es Alphafehlers variiert, so dass beispielsweise auch eine eindimensionale Struktur sowie weitere mehrdimensionale Strukturen überprüft wurden. Die höchste Varianzaufklärung wurde durch die fünffaktorielle Struktur sowie einen Faktor höherer Ordnung erreicht. Um des Weiteren zu überprüfen, ob die Interpretation der Faktorenstruktur durch die Interkorrelation der Items unmöglich wird, wurden die Faktorenanalysen mit orthogonaler Rotationstechnik berechnet. Die Faktoren wurden mittels Varimax-Methode so rotiert, dass der größtmögliche, eigene Varianzanteil der einzelnen Prädiktoren ermittelt wurde. Hier zeigte sich gleichermaßen die fünffaktorielle Struktur.
Konfirmatorische Faktorenanalysen
Die konfirmatorische Prüfung der Faktorenstruktur anhand von Erhebung 2 (N = 317) bestätigte sowohl für ein fünffaktorielles Modell höherer Ordnung als auch für ein fünffaktorielles Bifaktorenmodell gute Modellpassungen (siehe Tabelle 2), wobei das Bifaktorenmodell eine minimal bessere Modellgüte aufwies (Δχ2(13) = 43.23, p < .001).
Diskussion
Das Ziel der vorliegenden Studie war es, ein multidimensionales Messinstrument zu konstruieren, welches mehrere Facetten von Achtsamkeit bei Jugendlichen via Selbstbericht erfasst. Dabei sollte auch anhand der Faktorenstruktur ersichtlich werden, dass die extrahierten Faktoren demselben Konstrukt Achtsamkeit zugrunde liegen. Die explorative Faktorenextraktion anhand von Erhebung 1 ergab ein ökonomisches 18 Items umfassendes Achtsamkeitsinventar mit akzeptablen bis guten internen Konsistenzen, fünf Subskalen und einem Faktor höherer Ordnung. Inhaltlich bilden sich die Facetten Akzeptanz / Nicht-urteilende Haltung, Bewusstes Handeln, Gegenwärtiges Bewusstsein, Kognitive Nicht-Reaktivität und Emotionale Nicht-Reaktivität eines übergeordneten Achtsamkeitskonstruktes ab. Die Facette Akzeptanz / Nicht-urteilende Haltung erfasst eine nicht-wertende Haltung gegenüber dem, was im gegenwärtigen Moment geschieht (Fehlern, nicht-erwartungskonforme Ereignisse, Unaufmerksamkeit). Mit der Skala Bewusstes Handeln wird die Aufmerksamkeit erfasst, welche gezielt auf alltägliche Handlungen gerichtet ist, sowie das absichtsvolle Zurückkommen zu den gegenwärtigen Handlungen, wenn Unaufmerksamkeit wahrgenommen wurde. Gegensätzlich sind hierbei unbewusste Handlungen, die im „Autopiloten-Modus“ durchgeführt werden. Die Skala Gegenwärtiges Bewusstsein erfasst die gerichtete Aufmerksamkeit im Alltag auf den gegenwärtigen Moment. Im Gegensatz dazu stehen Gedanken, die auf Vergangenheit oder Zukunft gerichtet sind. Kognitive Nicht-Reaktivität bildet die Fähigkeit ab, sich von kognitiven Prozessen wie Gedankenkreisen, Grübeln und Sorgen distanzieren zu können und dadurch im „Hier und Jetzt“ zu bleiben. Emotionale Nicht-Reaktivität umfasst die Fähigkeit, in emotionalen Situationen die innere Ruhe bewahren zu können und nicht impulsartig reagieren zu müssen bzw. die Emotionalität nach außen tragen zu müssen. Die konfirmatorische Prüfung der Faktorenstruktur ergab sowohl für das beschriebene Modell höherer Ordnung als auch für ein alternativ überprüftes Bifaktorenmodell gute Modellpassungen.
Die explorierte Struktur zeigt inhaltliche Parallelen zu den multidimensionalen Achtsamkeits-Messinstrumenten FFMQ und CHIME. Die Facetten AK, BH und NR finden sich auch im MindYou wieder. Darüber hinaus zeigen sich neue Facetten: Der Aspekt der Gegenwart-Zentrierung findet sich im MindYou in zwei Skalen wieder, die inhaltlich zwischen bewussten Handlungen (Bewusstes Handeln) und bewussten Kognitionen / Unaufmerksamkeit im Alltag (Gegenwärtiges Bewusstsein) differenzieren. Zudem zeigen die Items, die Nicht-Reaktivität erfassen sollen, ebenfalls zwei abgrenzbare Skalen. Unterschieden wird hierbei zwischen kognitiver und emotionaler Nicht-Reaktivität. Mediatorenanalysen für achtsamkeitsbasierte Interventionen bei Erwachsenen zeigten bereits konsistent starke Befunde dafür, dass sowohl kognitive als auch emotionale Nicht-Reaktivität Hauptmediatoren für den Zusammenhang zwischen Achtsamkeitstrainings und Veränderungen in Depression, Stress, Affekt, Ängstlichkeit und Lebensqualität sind (Gu, Strauss, Bond & Cavanagh, 2015).
Alle fünf Skalen können in Anbetracht der berechneten Faktorladungen als substantiell (> .32) angesehen werden. Mit einer Varianzaufklärung von 42 % über alle Faktoren hinweg (Erhebung 1) erzielt der MindYou einen vergleichbaren Wert wie das CHIME mit 48 %. Die Skalen BE und NV zeigten im Rahmen der Analysen geringe Faktorladungen, geringe Itemschwierigkeiten und geringe Interkorrelationen zu den restlichen Achtsamkeitsskalen und somit keinen Bestand für das Inventar. In der Literatur finden sich Befunde, die diese Ergebnisse stützen. Die Facette Beobachten des FFMQ, welche inhaltlich große Parallelen zur Facette Bewusstheit für externale Stimuli des MindYou aufweist, hatte ebenfalls in einer aktuellen Studie mit Jugendlichen keinen Bestand (Abujaradeh, Colaianne, Roeser, Tsukayama & Galla, 2020). Die Autor_innen konnten in ihrer Untersuchung nur für die Facetten Bewusstes Handeln, Nicht-urteilende Haltung und Nicht-Reaktivität Hinweise auf die prädiktive Validität hinsichtlich des psychischen Wohlbefindens bei Jugendlichen finden. Johnson und Wade (2019) zeigten ebenfalls Evidenz dafür, dass diese drei Facetten protektive Faktoren bzgl. der Entwicklung psychischer Störungen in der Adoleszenz sind. Geringere Effekte zeigten auch hier die Komponenten Bewusstheit für äußere Erlebnisse und Offenheit für Erfahrung (vergleichbar mit der Skala NV im MindYou). Die Ergebnisse der vorliegenden Studie stützen den Befund, dass sowohl die Bewusstheit für externale Stimuli als auch eine nicht-vermeidende Haltung keine grundlegenden Facetten von Achtsamkeit mit prädiktivem Wert in der Jugend sind. Relevante und einflussreiche Facetten scheinen nach aktuellem Stand Nicht-Reaktivität, eine nicht-wertende Haltung sowie gegenwartsorientierte Aufmerksamkeit im Sinne von bewusstem Handeln zu sein. Diese Facetten werden durch den MindYou abgedeckt.
Hinweise auf die konkurrente Kriteriumsvalidität wurden durch große negative Zusammenhänge zwischen Achtsamkeit und Problemverhalten (Gesamtproblemwert), emotionalen Problemen und Hyperaktivität sowie moderate negative Zusammenhänge mit externalisierenden Verhaltensauffälligkeiten vorgelegt. Moderate bis große Effektstärken zeigten auch bisherige Studien für diese Zusammenhänge (z. B. Bergomi et al., 2014; Bruin et al., 2013; Cortazar et al., 2020; Greco et al., 2011; Johnson et al., 2017). Geringe Effektstärken für den Zusammenhang zwischen Achtsamkeit und prosozialem Verhalten (positiv; nicht-signifikant nach Bonferroni-Korrektur) sowie Problemen mit Gleichaltrigen (negativ) und Schulerfolg (positiv) sind ebenfalls konform mit einem systematischen Review (Cheang et al., 2019) und zwei Metaanalysen (Klingbeil et al., 2017; Maynard, Solis, Miller & Brendel, 2017).
Aufgrund der Annahme, dass Praktizieren von Achtsamkeitsübungen zu einer Achtsamkeitssteigerung führt (Goldberg et al., 2018), wurde erwartet, dass der MindYou in der Lage ist, zwischen Achtsamkeitserfahrenen und Unerfahrenen zu diskriminieren. Die Ergebnisse dieser Studie liefern jedoch keine signifikanten Unterschiede in der Achtsamkeitsausprägung in Abhängigkeit von der Yoga- oder Meditationserfahrung. Dies kann durch den geringen Anteil an Erfahrenen in der untersuchten Stichprobe, fehlenden Angaben zum Erfahrungszeitraum sowie Verständnisproblemen bezogen auf die Begriffe Meditation oder Achtsamkeit begründet sein. Zukünftige Studien sollten daher objektiv bestimmbare Gruppen mit Achtsamkeitserfahrung (z. B. Teilnehmende in Achtsamkeitstrainings) mit Unerfahrenen vergleichen.
Die Nebengütekriterien Durchführungsfairness und Zumutbarkeit werden als gegeben angesehen, da der Großteil der Befragten ausreichende kognitive Ressourcen zur Beantwortung des Fragebogens bezogen auf Leseverständnis und Durchhaltevermögen angab.
Limitationen und Ausblick
Limitierend ist die eingeschränkte Repräsentativität der Stichproben, bestehend aus überwiegend Gesamtschüler_innen und Gymnasiast_innen aus nur einem Bundesland. Weitere konfirmatorische Faktorenanalysen sollten im Rahmen neuer Datenerhebungen folgen, um die explorierte Struktur an unabhängigen Stichproben zu bestätigen (Worthington & Whittaker, 2006). Zudem ist anzumerken, dass die Faktorenstruktur variieren könnte, wenn der Untersuchung eine größere Anzahl an Items zugrunde läge. Hier wurde jedoch im Sinne der Durchführungspraktikabilität auf einen großen Itempool verzichtet, auch da alle Items theoretisch sowie auf Grundlage bereits vorhandener Inventare konzipiert wurden. Bei der Konstruktion des MindYou wurden zwei Items des CHIME-A ausgeschlossen, da sie zu hohe Anforderungen an die Abstraktionsfähigkeit zu stellen scheinen. Dies müsste weiter empirisch überprüft werden.
Einschränkend ist anzumerken, dass in weiteren Studien eine Validierung mit weiteren externen Kriterien erfolgen muss, da im Rahmen dieser explorativen Studie überwiegend Selbstberichtsmaße als Validierungskriterien eingesetzt wurden. Als externes Kriterium wurden Schulnoten eingesetzt, wobei die Effektstärke hier eher gering ist – weitere Untersuchungen zu moderierenden oder vermittelnden Einflussfaktoren können hier weiteren Aufschluss geben. Die Faktorenstruktur zeigte sich in zwei unabhängigen Teilstichproben. Jedoch ist die Größe der zweiten Teilstichprobe (N = 203) klein, so dass weitere Replikationen an unabhängigen Stichproben erforderlich sind. Auch wenn Hinweise auf die Kongruenz der Stichproben hinsichtlich Alter, Geschlecht und Schulnoten vorliegen, sind Abweichungen zwischen den Stichprobenmerkmalen denkbar, da die Stichproben beispielsweise nicht hinsichtlich kognitiver Leistungsparameter, sozio-ökonomischer Faktoren oder anderer möglicher Einflussgrößen systematisch selektiert und parallelisiert wurden.
Das Modell höherer Ordnung mit interkorrelierten Faktoren und einem Faktor zweiter Ordnung erscheint zur Abbildung des multidimensionalen Achtsamkeitskonstrukts theoretisch plausibel; die Passung des Bifaktorenmodells legt jedoch ebenfalls die Möglichkeit nahe, den Gesamtscore des MindYou über alle 18 Items hinweg berechnen und interpretieren zu können. Insbesondere da sich für die hier betrachteten Stichproben als klein einzustufende Alterseffekte ergaben, sind weitere Validierungen in klinischen Stichproben sowie Stichproben mit Achtsamkeitserfahrenen und der Nachweis von Messinvarianz hinsichtlich Geschlecht, Alter und Klassenstufe wünschenswert, um einen Interpretationsbias in Abhängigkeit von Personencharakteristiken ausschließen zu können. Um nachweisen zu können, dass mit diesem Inventar ein (Quasi–)Trait erfasst wird, sollten zudem über einen längeren Zeitraum Retest-Reliabilitäten bestimmt werden. Perspektivisch wäre zudem weiter zu untersuchen, inwiefern prosoziale Verhaltensweisen nicht nur in konvergentem Zusammenhang zu Achtsamkeit stehen, sondern auch inhaltlich als ein Aspekt von Achtsamkeit betrachtet werden können (Cheang et al., 2019).
Fazit
Das Ergebnis der vorliegenden Studie stellt ein erstmaliges deutschsprachiges multidimensionales Messinstrument zur Erfassung von Achtsamkeit bei Jugendlichen dar, welches erwartungsgemäß mit den Kriterien Problemverhalten, prosozialem Verhalten und Schulerfolg korreliert. Aufgrund des methodischen Vorgehens konnten irrelevante Facetten ausgeschlossen werden. Im Unterschied zu den bestehenden multifaktoriellen Achtsamkeitsfragebögen für Jugendliche, ermöglicht MindYou die Berechnung eines Gesamtscores. Es lassen sich im Rahmen dieser explorativen Untersuchung insgesamt Hinweise auf eine hohe Güte des Verfahrens konstatieren, welche vor allem auf der zur Konstruktion und Validierung konzipierten, methodisch sehr breit und sorgfältig angelegten Studie mit großer Stichprobe mit breiter Altersspanne über die Adoleszenz, mit der Kontrolle von Antwortmustern und der Berücksichtigung konzeptueller und entwicklungsbedingter Aspekte hinsichtlich der Konstruktion von Items und Ratingskala basiert. Alles in allem bietet das in dieser Untersuchung konstruierte und validierte Inventar einen Mehrwert für zukünftige achtsamkeitsbezogene Forschung und Diagnostik mit deutschsprachigen Jugendlichen.
Elektronische Supplemente (ESM)
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