Dimensionen der therapeutischen Beziehung aus Patienten-Perspektive – Entwicklung der „Skala Therapeutische Allianz-Revised STA-R”

208 Originalarbeit

Dimensionen der therapeutischen Beziehung aus Patienten-Perspektive – Entwicklung der „Skala Therapeutische Allianz-Revised STA-R“ Dimensions of the Therapeutic Alliance from Patients’ View – Development of the “Skala Therapeutische Allianz-Revised STA-R” Autoren

Josef Brockmann1, Holger Kirsch2, Robert Hatcher3, Sylke Andreas4, Sylvia Benz5, Isa Sammet6

Institute

Die Institutsangaben sind am Ende des Beitrags gelistet

Schlüsselwörter ▶ therapeutische Allianz ● ▶ Fragebogen ● ▶ Dimensionalität ● ▶ therapeutische Beziehung ●

Zusammenfassung ▼

Abstract ▼

Zur empirischen Untersuchung der Dimensionalität der therapeutischen Beziehung hatten Hatcher et al. [1–3] die drei bekanntesten englischsprachigen Fragebögen (Helping Alliance Questionnaire, Working Alliance Inventory, California Psychotherapy Alliance Scales) gemeinsam faktorenanalysiert und ergänzend neue Dimensionen wie Affekte und interpersonale Aspekte vorgeschlagen. Zielsetzung war es, auf der Basis dieser Arbeiten einen deutschsprachigen ökonomisch einsetzbaren Patienten-Fragebogen zu entwickeln. Die von Hatcher et al. vorgeschlagenen 36 Items wurden ins Deutsche übersetzt und an einer Stichprobe von N = 301 Psychotherapie-Patienten faktorenanalytisch überprüft. Das Ergebnis ist die „Skala Therapeutische Allianz – Revised STA-R“, ein Fragebogen mit 17 Items auf vier Skalen: „Zuversichtliche Zusammenarbeit“, „Positive emotionale Beziehung“, „Angst, sich zu öffnen“ und „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“. Die ersten beiden Skalen sind bekannt, den letzten beiden Skalen wurde bisher in deutschen Fragebögen nicht Rechnung getragen. Der Fragebogen wurde an einer zweiten Stichprobe mit N = 427 Psychotherapie-Patienten überprüft. Die korrelativen Zusammenhänge zwischen der therapeutischen Allianz, eingeschätzt von den Patienten zu Behandlungsende, und den Symptomveränderungen (SCL-90R) während der Behandlung erwiesen sich als bedeutsam (rSTA-R, GSI = 0,43**).

Studies on the dimensionality of the therapeutic alliance had been conducted by Hatcher et al. [1–3] factoranalyzing three widely used alliance measures (Helping Alliance Questionnaire, Working Alliance Inventory, California Psychotherapy Alliance Scales) and proposing two additional dimensions (on affects and interpersonal aspects). The present study intended to construct an economic German patient questionnaire on the basis of this preliminary work, which represents relevant dimensions of the therapeutic alliance in an economic way. 36 items, purposed by Hatcher et al. were translated into German. They have been examined by confirmative factor analysis (sample 1: N = 301 psychotherapy patients). As a result of further factor analysis, the “Skala Therapeutische Allianz – Revised STA-R” was developed. The 17-items questionnaire has 4 scales: “Confident Collaboration”, “Bond”, “Patient Fear” and “Therapist Interference”, which correspond to Hatcher et al. The latter scales have not yet been considered in German questionnaires. A confirmatory factor analysis with sample 2 (N = 427 patients) showed a good model fit with these factors, too. Correlations of the therapeutic alliance at the end of the treatment with change in symptom load (SCL-90-R) proved to be significant (rSTA-R, GSI = 0.43**).

Einführung ▼

gebnisses konsistent durch die therapeutische Beziehung erklärt werden. Dieser Anteil erscheint einerseits gering, andererseits ist er deutlich größer als der Anteil jedes anderen isoliert untersuchten Faktors einschließlich der therapeutischen Technik [8]. Die Höhe des Zusammenhangs variiert in Abhängigkeit von Patientenund Therapeutenvariablen, Art der Störung und

Keywords ▶ therapeutic alliance ● ▶ questionnaire ● ▶ dimensionality ●

eingereicht akzeptiert

20. Februar 2010 13. Juli 2010

Bibliografie DOI http://dx.doi.org/ 10.1055/s-0030-1263142 Online-Publikation: 6.10.2010 Psychother Psych Med 2011; 61: 208–215 © Georg Thieme Verlag KG Stuttgart · New York ISSN 0937-2032 Korrespondenzadresse Dr. Josef Brockmann Egenolffstraße 29 60316 Frankfurt [email protected]

Die therapeutische Beziehung ist ein zentraler Wirkfaktor von Psychotherapie. In einer großen Zahl empirischer Studien wurde ein Zusammenhang zwischen therapeutischer Beziehung und Therapieerfolg bestätigt [4–7]. Meta-Analysen zeigen, dass ca. 10 % der Varianz des Therapieer-

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der Therapie sowie der Operationalisierung der Konstrukte [8, 9]. Keine der bisher publizierten Studien erfasst dabei alle wesentlichen Dimensionen [10]. Bereits Freud [11] erkannte die wichtige Rolle der therapeutischen Beziehung für den Therapieprozess, u. a. wegen ihrer Bedeutung für die Bearbeitung von Übertragungsphänomenen. Der Psychoanalytiker Greenson [12] schlug später eine Differenzierung der therapeutischen Beziehung in Arbeitsbeziehung („working alliance“) und Übertragungsbeziehung vor. Während die Arbeitsbeziehung die weitgehend bewussten Einstellungen beschreibt, ist die Übertragungsbeziehung von unbewussten Anteilen geprägt. Letztere ist dem Bewusstsein des Patienten nicht unmittelbar zugänglich und kann deshalb nicht in einem Patientenfragebogen erfragt werden. Sie ist deswegen nicht Gegenstand der vorliegenden Untersuchung. In manchen Arbeiten werden „Arbeitsbeziehung“ und „Therapeutische Beziehung“ gleichgesetzt (z. B. im „Working Alliance Instrument WAI [13]). In diese Gleichsetzungen gehen damit Vorannahmen ein. Die Begriffe „Therapeutische Beziehung“ und „Therapeutische Allianz“ werden ebenso oft synonym behandelt, hier handelt es sich aber um nur sprachliche Varianten. Henry & Strupp [14] sowie Hentschel [9] folgend werden diese beiden letzteren Begriffe hier synonym behandelt. Trotz jahrzehntelanger Diskussion um das Konzept der therapeutischen Beziehung kam es relativ spät zu Operationalisierungsversuchen, deren Ausgangspunkte die Arbeiten von Bordin [15] und Luborsky [16] waren. Ein allgemeiner Konsens über das Konzept der therapeutischen Beziehung als Basis für eine einheitliche Operationalisierung existiert bis heute nicht. Ergebnisse der empirischen Forschung unterstützen mehrheitlich die Annahme, dass die therapeutische Beziehung multidimensional ist [8, 9]. Auf der Basis dieser unterschiedlichen Konzepte entstanden am Ende der 2. Hälfte des 20. Jahrhunderts im angloamerikanischen Sprachraum mehrere psychometrische Instrumente. Eine Übersicht über die wichtigsten Fragebögen zur Erfassung der therapeutischen Beziehung geben Hentschel [9] und Elvins et al. [10], eine inhaltliche Kurzbeschreibung findet sich ebenfalls bei Hank & Krampen [17]. Die Fragebögen erfassen dabei Einzelaspekte, die u. a. auf den Konzepten der Autoren beruhen und durch diese operationalisiert werden. Luborsky [16] unterschied zwischen einem Gefühl der Unterstützung und einem Gefühl der Zusammenarbeit bzw. der gemeinsamen Verantwortung. Der HAQ „Helping Alliance Questionnaire“ [18] greift auf dieses Konzept zurück und erfasst die Faktoren Beziehungs- und Erfolgszufriedenheit des Patienten. Bordin [15] nannte in einem Psychotherapieschulen übergreifenden Ansatz 3 Aspekte der therapeutischen Beziehung: Übereinstimmung zwischen Patient und Therapeut in Bezug auf Ziele und Aufgabenorientierung sowie Entwicklung einer emotionalen Bindung. Das WAI „Working Alliance Inventory“ [13] folgt der Operationalisierung Bordins und besteht entsprechend aus 3 Skalen, die die Übereinstimmung zwischen Patient und Therapeut im Hinblick auf Aufgaben und Ziele sowie affektives Beziehungserleben erfassen. Die Konstruktion der CALPAS „California Psychotherapy Alliance Scales“ [19] basiert auf einer Reihe von Konstrukten. Auch psychoanalytische Überlegungen zu Übertragungsphänomenen fanden Eingang [17]. Um die Frage der Dimensionalität der therapeutischen Beziehung weiter aufzuklären, wurde empfohlen, Fragebögen, die auf unterschiedlichen Modellen basieren, gemeinsam zu überprüfen [14]. Diesem Vorschlag folgten Hatcher & Barends [1]. Sie untersuchten die 3 im angloamerikanischen Sprachraum weitverbrei-

teten Instrumente HAQ, WAI und CALPAS an einer gemeinsamen Stichprobe. Die Faktorenanalyse der 71 Items dieser 3 Instrumente ergab eine 6-faktorielle Lösung mit 30 ladungsstarken Items. Danach ist aus Patienten-Perspektive „Zuversichtliche Zusammenarbeit“ („Confident Collaboration“) das Kernstück der therapeutischen Beziehung. Sie erweist sich als robuste Skala mit bedeutsamem Zusammenhang zum Therapieergebnis. Sie erfasst, inwieweit der Patient sich vertrauensvoll auf den Therapieprozess einlässt und ihn hilfreich und Erfolg versprechend erlebt. Weitere Faktoren waren „Übereinstimmung zwischen Patient und Therapeut im Hinblick auf Aufgaben und Ziele“ („Goals and Tasks“), „Emotionale Beziehung“ („Bond“) „Idealisierte Beziehung“ („Idealized Relationship“), „Gefügiger Patient“ („Dedicated Patient“) und „Erhaltene Hilfe“ („Help Received“). Diese faktorenanalytischen Ergebnisse legen nahe, dass keines der analysierten Instrumente allein genommen die verschiedenen Aspekte der therapeutischen Beziehung umfassend abbildet. Die Verwendung des Helping-Alliance Questionnaire HAQ wird kritisch diskutiert, da eine der beiden Skalen eher den Therapieerfolg erfasst und sich die Items der 2. Skala „Beziehungszufriedenheit“ unspezifisch auf andere Skalen verteilen. In der Folge schlugen Hatcher & Shannon [2] eine „Combined Alliance Scale“ (CAS) vor, die die 3 bedeutendsten Faktoren „Confident Collaboration“, „Goals and Tasks“ und „Bond“ aus ihrer ersten Studie [1] erfasst. In der Studie formulierten sie zudem Items zu affektiven Aspekten der therapeutischen Beziehung, die in den vorliegenden Fragebögen unterrepräsentiert waren. Dies führte zu den zusätzlichen Faktoren „Ängste des Patienten“ sowie „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“. Im deutschen Sprachraum werden überwiegend Übersetzungen der englischen Instrumente eingesetzt. Am häufigsten wird die deutsche Version des Helping Alliance Questionnaire HAQ [20] verwendet, dessen Einschränkungen bereits für die englische Version beschrieben wurden. Zudem konnte die Faktorenstruktur der englischen Version in der deutschen nicht repliziert werden. Eine Überprüfung der deutschen Version der California Psychotherapy Alliance Scales CALPAS [21] ergab keine eindeutige Interpretierbarkeit der Faktoren. Eine aktuell publizierte Kurzform des Working Alliance Inventory WAI-SR [22] replizierte die Skalen „Bindung“, „Aufgaben“ und „Ziele“ gut, fand aber eine hohe Korrelation der Skalen Aufgaben und Ziele (r = 0,90 bzw. r = 0,85). Der Fragebogen „Therapeutische Arbeitsbeziehung TAB“ [23, 24] erfasst die Faktoren Verstandenwerden, Wertschätzung, emotionale Beteiligung, therapeutischen Fortschritt und Hoffnung auf Behandlungserfolg. Er lädt in seiner Kurzform auf einem einzigen Generalfaktor. Zusammenfassend gilt auch für den deutschen Sprachraum, dass die Instrumente schwer vergleichbar sind. Man muss sich bei der Wahl eines Instruments entscheiden, welcher Aspekt der Allianz für eine Studie besonders wichtig ist oder gleichzeitig mit mehreren Skalen messen [9]. Das Ziel der vorliegenden Studie war es, die von Hatcher et al. [1] vorgeschlagene Fragebogenversion zur Erfassung der therapeutischen Beziehung, die auf der Basis der Analyse dreier Instrumente (HAQ, WAI, CALPAS) mit den 3 Faktoren „Confident Collaboration“, „Goals and Tasks“ und „Bond“ gewonnen wurde, zusammen mit den von Hatcher & Shannon [2] vorgeschlagenen 2 neuen Faktoren „Patient Fear“ und „Therapist Interference“ für den deutschen Sprach- und Kulturraum faktorenanalytisch zu überprüfen. Damit sollte ein Beitrag zur Analyse der Dimensionalität der therapeutischen Beziehung geleistet werden. Zugleich sollte ein Fragebogen zur therapeutischen Beziehung konstru-

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iert werden, der für den routinemäßigen Einsatz zur Erfassung der therapeutischen Beziehung geeignet ist.

Insgesamt 36 Items aus 5 Skalen, die von Hatcher et al. vorgeschlagen worden waren [1, 2], wurden von 2 unabhängigen Übersetzern, beide „native Speaker“, ins Deutsche übersetzt. Zur Kontrolle übersetzungsbedingter Änderungen des Sinngehalts erfolgte eine Rückübersetzung. Danach wurden einige Items aus syntaktischen Gründen modifiziert: Items, die ursprünglich aus dem CALPAS stammten und in Frageform vorlagen, wurden aus Gründen der Vereinheitlichung in Aussageform gebracht. Für den HAQ waren nur 2 Items im Itempool. Diese wurden der deutschen Übersetzung des HAQ [20] entnommen. Der Empfehlung von Hatcher & Gillaspy [3] folgend, wurde eine 5-(statt 7-)stufige Likert-Skala mit den extremen Polen 0 („die Aussage trifft nicht zu“) bis 4 („die Aussage trifft völlig zu“) verwendet.

bung eingeschlossen, die zum Zeitpunkt der Erhebung mehr als 3 einzeltherapeutische Sitzungen erhalten hatten. Zur Minimierung sozialer Erwünschtheitsantworten erfolgte die Datenerhebung immer anonym. Stichprobe 2 (N = 427) bestand aus Patienten, die stationär in der Abteilung Psychosomatische Medizin und Psychotherapie der Universitätsklinik Tübingen behandelt wurden. Das durchschnittliche Alter betrug 43,4 Jahre (SD = 28,3). 73,5 % der Patienten waren weiblich. Die Teilnehmerquote betrug 95,1 %. Die Diagnoseverteilung (Erstdiagnose) war: affektive Störungen (F32, F33, F34) 17,3 %, Angststörungen und Belastungsstörungen (F40, F43) 25,4 %, Somatoforme Störungen (F45) 40,7 %, EssStörungen 11,7 %, Sonstige 4,9 %. Die Komorbiditätsrate lag bei 58,5 %. Die therapeutische Beziehung wurde bei dieser Stichprobe zu Therapie-Ende erfasst, zusätzlich wurde die Symptombelastung zu Therapie-Anfang und Ende mit dem General Severity Index der Symptom-Check-Liste SCL-90-R [25] erhoben. Die SCL-90-R ist ein international anerkanntes Instrument zur Selbsteinschätzung von körperlichen und psychischen Symptomen innerhalb der letzten 7 Tage. Die Auswertung erfolgt über 9 Skalen und einen Gesamtwert der Symptombelastung GSI.

Datenerhebung und Stichprobe

Analyse der Dimensionalität der 36-Itemliste

Die Datenanalyse erfolgte an insgesamt 728 Patienten. An Stichprobe 1 (N = 301) wurde die Übereinstimmung der faktoriellen Struktur der 36-Itemliste mit den Faktoren von Hatcher [1, 2] überprüft. Anhand einer Itemanalyse und der faktorenanalytischen Ergebnisse wurde eine Kurzform (17 Items) mit der Zielsetzung einer ökonomischen Anwendung erstellt. Mit Stichprobe 2 (N = 428) wurde die Faktorenstruktur dieser Kurzform überprüft. Korrelative Zusammenhänge mit den Symptomveränderungen wurden berechnet, um die Relevanz der therapeutischen Beziehung in Bezug auf die Symptomveränderungen zu analysieren. Stichprobe 1 bestand aus Patienten zweier Kliniken (N = 107, N = 129) und ambulant behandelten Patienten (N = 65). Das durchschnittliche Alter betrug 45,3 Jahre (SD = 10,2). 76 % der Patienten waren weiblich. Die Diagnoseverteilung (Erstdiagnose) war: affektive Störungen (F32, F33, F34) 32,7 %, Angststörungen und Belastungsstörungen (F40, F43) 24,9 %, Somatoforme Störungen (F45) 29,6 %, Ess-Störungen 7,3 %, Sonstige 5,5 %. Die Komorbiditätsrate lag bei ca. 40 %. Die Befragung stationärer Patienten fand in Form von Querschnittserhebungen an der Abteilung Psychosomatische Medizin und Psychotherapie der Universitätsklinik Tübingen (N = 107) sowie an der Psychosomatischen Klinik der Hohenfeld Kliniken Bad Camberg (N = 129) statt. Beide Kliniken arbeiten mit einem vorwiegend psychodynamisch orientierten Konzept unter Integration verhaltenstherapeutischer Einzel- und Gruppentherapieangebote. In der Universitätsklinik Tübingen wurden Patienten in unterschiedlichen Abschnitten ihrer durchschnittlich 8-wöchigen Therapie in die Befragung eingeschlossen, in der Bad Camberger Psychosomatischen Klinik erfolgte die Erhebung in der Mitte (3.–4. Behandlungswoche) oder am Ende der im Schnitt 6-wöchigen Behandlung. Die Teilnahmequote betrug 82,0 % (Tübingen) bzw. 89,6 % (Bad Camberg). Die ambulante Stichprobe (N = 65) kam durch die Kooperation mit 9 niedergelassenen Therapeutinnen und Therapeuten in Frankfurt zustande. Patienten dieser Therapeuten sandten die Bögen anonym an eine Kontaktadresse der Universität Tübingen. Um zu gewährleisten, dass die Beziehung bereits ausreichend eingeschätzt werden kann, wurden entsprechend dem Vorgehen von Hatcher et al. [1, 3] oder Wilmers et al. [22] nur Patienten in die Erhe-

Im ersten Schritt wurde überprüft, ob die 36 Items der Itemliste einer 5-faktoriellen Faktorenstruktur zugeordnet werden können, wie sie von Hatcher & Barends [1, 2] für die englische Version gefunden wurde. Aufgrund der schiefen Verteilungseigenschaften der Items wurden die Daten aus Stichprobe 1 (N = 301) einer konfirmatorischen Faktorenanalyse für kategoriale Variablen unterzogen (Mplus Version 5.1, Muthén & Muthén [26]). Einzelne fehlende Werte wurden mittels der Expectation Maximization Methode (EM-Methode) ersetzt (Little & Rubin [27]). Die Analyse wurde auf Basis des von Flora & Curran [28] als robust bewerteten Schätzers „weighted least squares“ mit Mittelwert und Varianz adjustierter chi2-Test Statistik (WLSMV) durchgeführt. Da der WLSMV ein asymptotischer, verteilungsfreier Schätzer ist, kann er bei ordinalskalierten Itemverteilungen verwendet werden. Die Modellgüte wurde mit den von Hu & Bentler [29] empfohlenen Fitindizes: dem Root-MeanSquare-Error-of-Approximation (RMSEA, Steiger [30]), dem „weighted root-mean-square residual (WRMR; Muthén & Muthén [31]) sowie dem „Comparative Fit Index“ (CFI, Bentler [32]) ermittelt. In der bislang einzigen Simulationsstudie von Yu [33], in der die Fitindizes der Konfirmatorischen Faktorenanalyse für kategoriale Variablen basierend auf dem WLSMV Schätzer untersucht wurden, konnten folgende Cut-off Werte für die Fitindizes bei N > 250 empfohlen werden: CFI ≥ 0,96, RMSEA ≤ 0,05 und WRMR ≤ 1,0. Im Vergleich dazu werden als Indikator für eine gute Modellgüte von Hu und Bentler [29] bezüglich der Cutoff Scores folgende Werte empfohlen: CFI ≈ 0,95 und RMSEA ≤ 0,05; 0,06 bzw. 0,08. Nach den Kriterien von Browne & Cudeck [34] sind ein RMSEA ≤ 0,05 als guter Fit, Werte zwischen 0,05 und 0,08 als adäquater Fit, Werte zwischen 0,08 und 0,10 als mittelmäßiger Fit und Werte über 0,10 als inakzeptabel zu bewerten. Es ergaben sich folgende Kennwerte der konfirmatorischen Faktorenanalyse: χ2(79) = 463,85 (df = 79, p < 0,001), CFI = 0,895, RMSEA = 0,127 und WRMR = 1,529. Damit lagen die Kennwerte der postulieren 5-Subskalen-Lösung außerhalb der empfohlenen Cut-off Bereiche und die 5-faktorielle Lösung der Originalversion wurde nicht zufrieden stellend bestätigt.

Methodik ▼ Konstruktion einer 36-Itemliste

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Die weiteren Faktorenanalysen wurden als HauptkomponentenAnalysen und explorative Faktorenanalysen mit der MaximumLikelihood-Methode durchgeführt. Die HauptkomponentenAnalysen wurden durchgeführt, um die Anzahl der bedeutenden Faktoren zu suchen (Dimensionsreduktion). Die explorativen Faktorenanalysen hingegen wurden verwendet, um zu versuchen, die dahinter liegende latente Struktur zu erklären. Es wurden Varimax-Rotationen durchgeführt, die als orthogonale Rotation die Unabhängigkeit der Faktoren annimmt, obwohl wir wissen, dass die einzelnen Komponenten der therapeutischen Alliance miteinander korrelieren. Die zu diesen Ergebnissen passende Annahme würde zu obliquen Rotationen Anlass geben, diese sind konzeptuell und in der Interpretation der Faktoren jedoch sehr problematisch, sodass wir, anderen Autoren folgend (z. B. Hatcher [1]), die Varimax-Methode verwendeten. Eine Faktorenanalyse nach der Hauptkomponentenmethode mit Varimax-Rotation zeigte, dass die Items, die nach Hatcher und Barends den Faktoren „Confident Collaboration“ beziehungsweise „Goals and Tasks“ zuzuordnen waren, in der Stichprobe der vorliegenden Studie auf einem gemeinsamen Faktor (mit 14 Items) laden. Mit einigen Abweichungen konnten dagegen die Skalen „Bond“ (Positive emotionale Beziehung; 6 Items), „Patient Fear“ (Öffnung; 6 Items) und „Therapist Interference“ Kritik; 5 Items) bestätigt werden. 5 Items waren nicht eindeutig zuzuordnen. (Eine Liste der Items und der Faktorenladungen kann beim Erstautor angefordert werden.)

Entwicklung des 17-Item Fragebogens „Skala Therapeutische Allianz-Revised STA-R“ Zielsetzung war die Entwicklung eines ökonomischen Fragebogens, der sich sowohl zum Einsatz für Forschungsfragestellungen als auch zur Qualitätssicherung eignet. Die Auswahl der Items berücksichtigte itemanalytische Kennwerte und orientierte sich zudem an dem folgenden Kriterium: Es sollten Skalen mit einer mindestens als zufriedenstellend zu bewertenden Reliabilität (α > 0,70) gebildet werden [35], wobei die Items zugunsten der

inhaltlichen Interpretation möglichst eindeutig jeweils einer Skala zuordenbar sein sollten (jeweils r > 0,40 auf der IndexSkala, r < 0,40 auf allen anderen Skalen). Aufgrund der Itemanalyse wurde ein Item wegen mangelnder Trennschärfe ausgeschlossen. Im Folgenden wurden in wiederholten Faktorenanalysen (Hauptkomponentenanalyse mit Varimax-Rotation) sukzessive Items mit Doppelladungen (r > 0,40 auf 2 Faktoren) ausgeschlossen. Dies führte unter Anwendung des Eigenwertkriteriums zu einer Lösung mit 17 Items, die eindeutig 4 Faktoren zuzuordnen waren (Varianzaufklärung 65,5 %). Diese Items bilden den neu entwickelten Fragebogen „STA-R“. Auf Basis der Faktoren wurden Sub-Skalen gebildet, die sich aus 5 (Skala 1) bzw. 4 Items (Skalen 2 bis 4) zusammensetzen. Von den 17 Items stammt keines mehr vom HAQ [20].

Psychometrische Überprüfung des STA-R Die Dimensionalität des Instrumentariums wurde mittels einer konfirmatorischen Faktorenanalyse und einer explorativen Faktorenanalyse aus den Daten der Stichprobe 2 überprüft. Das Vorgehen bei der konfirmatorischen Faktorenanalyse mit kategorialen Variablen (Mplus 5.1, Muthén & Muthén [26]) und der explorativen Faktorenanalyse wurde oben bereits beschrieben. Zur Überprüfung der Validität wurden partielle Korrelationen zwischen den einzelnen STA-R-Skalen und einem Maß des Therapie-Erfolgs berechnet. Das Maß des Therapieerfolgs war die Veränderungen in der Gesamt-Symptombelastung GSI (General Severity Index der Symptom Checklist SCL-90-R [25]) zwischen Therapiebeginn und Therapieende.

Ergebnisse ▼ ▶ Tab. 1 zeigt die 4 Subskalen der „Skala Therapeutische Allianz● Revised STA-R“ mit ihren Items und die Ergebnisse aus den Daten der Stichprobe 1. 3 der 4 Skalen zeigen eine gute interne

Tab. 1 Faktoranalytische Ergebnisse: Subskalen der „Skala Therapeutische Allianz-Revised STA-R“. 17-Item-Version, Stichprobe 1 (N = 301). Interne Konsistenz α/

Faktorladung

Eigenwert Skala 1: „Angst, sich zu öffnen“ Es ist mir zu peinlich, meiner/m Therapeutin/en von manchen Gedanken und Gefühlen zu erzählen. Es fällt mir schwer, mit meiner/m Therapeutin/en offen über meine Gedanken und Gefühle zu sprechen. Ich spreche nicht über bestimmte Gefühle, weil ich Angst davor habe, was mein/e Therapeut/in über mich denkt. Während der Sitzungen halte ich meine Gefühle zurück. Wenn ich zur Therapie komme, habe ich nicht immer Lust, mich einzubringen. Skala 2: „Positive emotionale Beziehung“ Ich glaube, dass mein/e Therapeut/in mich schätzt. Ich glaube, mein/e Therapeut/in mag mich. Mein/e Therapeut/in und ich verstehen einander. Meiner/m Therapeutin/en liegt etwas an mir, auch wenn ich Dinge tue, die sie/er nicht gut heißt. Skala 3: „Zuversichtliche Zusammenarbeit“ Ich glaube, dass die Erfahrungen in der Therapie mir helfen werden, Veränderungen zu erreichen, die ich mir wünsche. Was ich in der Therapie erfahre, erschließt mir neue Sichtweisen meiner Probleme. Als ein Ergebnis unserer Sitzungen ist mir jetzt klarer, wie ich mich ändern könnte. Ich bin zuversichtlich, dass ich durch die gemeinsamen Anstrengungen von mir und meiner/m Therapeutin/en von meinen Problemen entlastet werde. Skala 4: „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“ Mein/e Therapeut/in hält ihre/seine Gefühle zu stark zurück. Ich wünschte mir, mein/e Therapeut/in würde meine Anstrengungen und Fortschritte öfter anerkennen. Ich fühle mich im Therapieprozess nicht als gleichwertiger Partner. Mein/e Therapeut/in hat Wesenszüge, die die Therapie beeinträchtigen.

α = 0,848/3,32 0,873 0,805 0,800 0,795 0,522 α = 0,863/2,98 0,841 0,834 0,736 0,727 α = 0,866/2,93 0,852 0,810 0,770 0,767 α = 0,619/1,90 0,641 0,631 0,629 0,612

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Konsistenz (Cronbach α ≥ 0,85), die 4. Skala ist als ausreichend einzuschätzen (Cronbach α = 0,62). Inhaltlich entsprachen die Itemzuordnungen zu den Skalen exakt den Lösungen von Hatcher et al. [1, 2]. Deswegen orientiert sich die Bezeichnung der Skalen an der englischen Version (im Folgenden in Klammern angegeben). Die Skalen beschreiben folgende Aspekte der therapeutischen Beziehung: Die Skala 1 „Angst, sich zu öffnen“ („Patient Fear“) erfasst die Zurückhaltung eigener Gedanken und Gefühle des Patienten gegenüber dem Therapeuten aus Gründen der Angst und der Scham. Die Skala 2 „Positive emotionale Beziehung“ („Bond“) beschreibt, inwieweit sich der Patient durch den Therapeuten wertgeschätzt, gemocht und verstanden fühlt. Skala 3 „Zuversichtliche Zusammenarbeit“ („Confident Collaboration“) beschreibt die zuversichtliche Erwartung, gemeinsam mit dem Therapeuten neue Sichtweisen der Probleme zu erarbeiten und hilfreiche Veränderungen zu erreichen. Sie schließt den Bereich Ziele und Aufgaben ein. Die Skala 4 „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“ („Therapist Interference“) erfasst kritische Einstellungen gegenüber dem Therapeuten: zu große emotionale Zurückhaltung des Therapeuten, zu geringe Anerkennung von Therapiefortschritten durch den Therapeuten, sowie ein Gefühl des Patienten, sich innerhalb der therapeutischen Beziehung nicht als gleichwertiger Partner zu erleben. ▶ Tab. 2. Die Interkorrelation der Skalen zeigt ● In einem gegenseitigen positiven Zusammenhang stehen „Positive emotionale Beziehung“ und „Zuversichtliche Zusammenarbeit“, ebenso sind „Angst, sich zu öffnen“ und „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“ positiv assoziiert. Die beiden letzteren Skalen stehen dagegen im negativen Zusammenhang mit „Positiver emotionaler Beziehung“ und „Zuversichtlicher Zusammenarbeit“. Die Skalen korrelieren in Stichprobe 1 dem Betrag nach zwischen 0,40 und 0,64 und damit im mittleren Ausmaß. Das bedeutet, dass sie sowohl differenzielle wie ge-

Angst, sich zu öffnen emotionale Beziehung zuversichtliche Zusammenarbeit Interferenz mit Therap. pers.

Angst,

Emotionale

Zuversichtliche

sich zu öffnen

Beziehung

Zusammenarbeit

1 − 0,534 − 0,456 0,566

1 0,640 − 0,437

1 − 0,405

Stichprobe Angst, sich zu öffnen

positive emot. Beziehung

zuversichtliche Zusammenarbeit

Interferenz mit Therap. pers.

Globalwert1

1

meinsame Aspekte der therapeutischen Beziehung erfassen. Vor diesem Hintergrund erschien es gerechtfertigt, aus den Skalen auch ein Globalmaß für die therapeutische Beziehung zu errechnen. Die beiden Skalen „Angst des Patienten, sich zu öffnen“ und „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“ wurden dazu umgepolt. Hohe Werte des Globalmaßes repräsentieren damit eine positive Einschätzung der therapeutischen Beziehung. ▶ Tab. 3 zeigt die Mittelwerte der Skalen des STA-R und den ● Mittelwert des Globalwerts für die Gesamtstichprobe 1 sowie für die Teilstichproben im stationären und ambulanten Setting. Mittelwerte der ambulanten und stationären Stichprobe wurden mittels t-Tests für unabhängige Stichproben auf Unterschiede geprüft. Insgesamt wird der Therapeut durchschnittlich positiv bewertet, was sich auch im Globalmaß ausdrückt. Patienten erreichten auf der 5-stufigen Skala, bei der der Wert 4 die bestmögliche Beziehungseinschätzung darstellt, einen durchschnittlichen Wert von 2,87 (SD = 0,58). Es zeigte sich, dass die stationären Patienten die emotionale Beziehung bedeutsam weniger positiv einschätzen als die ambulante Stichprobe (Skala 2). Auch haben die ambulanten Patienten bedeutsam mehr Zuversicht in eine erfolgreiche Zusammenarbeit (Skala 3). Dagegen bestehen bei Zugrundelegung eines 5 %-Signifikanzniveaus keine signifikanten Unterschiede in „Angst, sich zu öffnen“ oder „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“. Zusammenfassend beurteilen die Patienten im ambulanten Setting die Beziehung bedeutsam günstiger als im stationären Setting. Im nächsten Schritt wurde anhand der Stichprobe 2, die nur im stationären Setting erhoben wurde, die Faktorenstruktur des STA-R mit einer konfirmatorischen Faktorenanalyse für kategoriale Variablen überprüft. Es ergaben sich die folgenden Werte: χ2(44) = 203,88 (df = 44, p < 0,001), CFI = 0,95, RMSEA = 0,09 und WRMR = 1,05. Damit lagen die Kennwerte der 4-Subskalen-Lösung mehrheitlich innerhalb der empfohlenen Cut-off Bereiche

N

M

SD

Gesamt Klinik Ambulant Gesamt Klinik Ambulant Gesamt Klinik Ambulant

295 231 64 267 209 58 297 232 65

1,00 1,00 1,00 2,70 2,59 3,06 2,86 2,76 3,21

0,79 0,84 0,58 0,80 0,79 0,71 0,79 0,80 0,62

Gesamt Klinik Ambulant Gesamt Klinik Ambulant

291 228 63 262 205 57

1,01 1,05 0,87 2,87 2,81 3,09

0,75 0,75 0,69 0,58 0,59 0,46

t

p

− 0,012

0,990

− 4,044

0,000

− 4,205

0,000

− 0,1696

0,091

− 0,3030

0,001

Tab. 2 Skalen-Interkorrelationen. 17-Item-Version, Stichprobe 1 N = 301.

Tab. 3 Mittelwerte der STA-RSkalen mit Mittelwertsvergleichen zwischen ambulanter und KlinikStichprobe. 17-Item-Version, Stichprobe 1 N = 301.

Zur Berechnung des Globalwerts werden die Skalen „Angst, sich zu öffnen“ und „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“ umgepolt, sodass der Globalwert das Ausmaß an positiver Einschätzung der Beziehung wiedergibt

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Tab. 4 Partielle Korrelationen: Zusammenhang von Symptomveränderungen GSI (General Severity Index der SCL-90-R) und therapeutischer Beziehung zu Behandlungsende, erfasst mit den STA-R-Skalen Stichprobe 2, N = 428.

SCL-90-R GSI1prä-post (N = 336) 1

STA-R

Skala 1

Skala 2

Skala 3

Skala 4

Gesamt-Wert

Angst,

Emotionale

Zuversichtliche

Interferenz mit

sich zu öffnen

Beziehung

Zusammenarb.

Therap. pers.

r = − 0,37**

r = 0,31**

r = 0,33**

r = − 0,31**

r = 0,43**

Die Prä-Werte des GSI der SCL-90-R wurden als Kovariaten verwendet

Der STA-R Gesamtwert wurde als Summe der Mittelwerte der 4 Skalen bestimmt (Skala 1 und 4 umgepolt) ** signifikant auf dem 1 % Niveau (einseitige Signifikanzprüfung)

(CFI ≈ 0,95 sowie WRMR ≤ 1,0; Hu & Bentler [29] und Yu [33]), wobei der RMSEA nach den Kriterien von Browne & Cudeck [34] als mittelmäßig zu bewerten ist. Die Faktorenstruktur wurde damit weitestgehend als zufrieden stellend bestätigt. In einer weiteren explorativen Faktorenanalyse (Maximum Likelihood Methode mit Varimax-Rotation) bestätigten sich die 4 Faktoren1. Zur Überprüfung der Konstruktvalidität wurden die Zusammenhänge zwischen den zu Therapie-Ende erhobenen STA-R-Skalen und der Veränderung der Symptombelastung während der Behandlung, gemessen mit dem GSI der SCL-90-R zu Therapie-Anfang und Ende, mittels partieller Korrelationen berechnet. Die Prä-Werte der Symptombelastung GSI wurden dabei heraus partialisiert. Der Gesamtwert sowie alle Skalen des STA-R korrelierten signifikant mit der Veränderung in der Symptombelastung ▶ Tab. 4). (●

Diskussion ▼ Die Studie hatte die Zielsetzung, einen empirischen Beitrag zur Analyse der Dimensionalität der therapeutischen Beziehung aus Patientenperspektive zu leisten. Auf Basis von faktorenanalytischen Ergebnissen wurde der Patientenfragebogen „Skala Therapeutische Allianz-Revised STA-R“ entwickelt. Ausgangspunkt waren Vorarbeiten der Arbeitsgruppe um Hatcher et al. [1, 2]. Eine konfirmatorische Faktorenanalyse der ins Deutsche übersetzten Version, der 36-Item-Liste, konnte nach den Kriterien von Hu & Bentler [29], Yu [33] und Browne & Cudeck [34] die von Hatcher propagierte 5-Faktorenstruktur („Confident Collaboration“, „Goals and Tasks“, „Bond“, „Patient Fear“ „Therapist Interference“) nicht zufriedenstellend bestätigen. Bei der Entwicklung des 17-Item Fragebogens „Skala Therapeutische Allianz-Revised“ STA-R fanden wir aber eine ähnliche

1

Faktor 1 „Angst sich zu öffnen“ (5 Items) Interne Konsistenz α = 0,820 Eigenwert = 2,47 Faktorenladungen: 0,770; 0,765; 0,743; 0,621; 0,172 (dieses Item hat eine höhere Ladung auf Faktor 4: 0,392); Faktor 2 „Positive emotionale Beziehung“ (4 Items) Interne Konsistenz α = 0,885 Eigenwert = 2,54 Faktorenladungen: 0,724; 0,762; 0,613; 0,709; Faktor 3 „Zuversichtliche Zusammenarbeit“ (4 Items) Interne Konsistenz α = 0,885 Eigenwert = 2,80 Faktorenladungen: 0,764; 0,767; 0,678; 0,731; Faktor 4 „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“ (4 Items) Interne Konsistenz α = 0,632 Eigenwert = 1,82 Faktorenladungen: 0,491; 0,621; 0,381; 0,334; ▶ Tab. 1); (Faktorenladungen in der Reihenfolge der Items aus ● Die geringeren Faktorenladungen gegenüber den Ergebnissen mit Stich▶ Tab. 1) sind der Methodik (Hauptkomponentenanalyse vs. probe 1 (● explorative Faktorenanalyse) geschuldet und wären bei einer Hauptkomponentenanalyse ähnlich hoch wie in Stichprobe 1. Die Reliabilitäten der Faktoren sind ähnlich hoch wie in Stichprobe 1.

▶ Tab. 2). Unstrittig bildete sich wie bei HatFaktorenstruktur (● cher et al. [1] wieder der Faktor „Positive emotionale Beziehung“ (englische Version „Bond“) ab. Er erfasst, inwieweit sich ein Patient wertgeschätzt und verstanden fühlt. Ebenso fand sich wieder ein Faktor „Zuversichtliche Zusammenarbeit“ (englische Version „Confident Collaboration“), der in seiner faktoriellen Struktur besonders robust ist. In den Faktor gehen auch Aspekte des ehemaligen Faktors „Aufgaben und Zielen“ mit ein. Dies zei▶ Tab. 1), von denen auch ein gen die Inhalte der 4 Items (s. ● Item dem ehemaligen Faktor „Aufgaben und Ziele“ zugeordnet war. Anders als in der Analyse der englischsprachigen Studien [1] fand sich keine faktorielle Trennung von Zuversichtlicher Zusammenarbeit („Confident Collaboration“) und Übereinstimmung hinsichtlich Zielen und Aufgaben („Goals and Tasks“). In der deutschen Version des WAI-SR [22] sind Ziele und Aufgaben getrennte Faktoren, aber die Korrelation zwischen beiden Faktoren war sehr hoch (r = 0,90 bzw. r = 0,85) und es gab keinen eigenen Faktor „Zuversichtliche Zusammenarbeit“. So erscheint ein gemeinsamer Faktor „Zuversichtliche Zusammenarbeit“ sinnvoll. Die beiden weiteren Faktoren der STA-R erfassen Aspekte, die bisher in keinem deutschen Fragebogen zur therapeutischen Allianz explizit erfasst werden und korrespondieren wieder mit 2 von Hatcher et al. [2] gefundenen Faktoren. Es sind Skalen des affektiven und interpersonalen Erlebens. Die Skala „Angst, sich zu öffnen“ (Faktor „Patient Fear“) erhebt Aspekte der Scham und der Angst gegenüber dem Therapeuten. Die Skala „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“ (Faktor „Therapist Interference“) bezieht kritische Stellung gegenüber der Therapeutenpersönlichkeit mit ein. Die Items sind dabei exakt denselben Skalen bei STA-R und Hatcher et al. [1, 2] zugeordnet. Die Werte in den Skalen, die die negativen Aspekte der Beziehung wiedergeben („Angst, sich zu öffnen“, „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“) haben durchschnittlich eine niedrigere Ausprägung, als die Skalen, die die positiven Aspekte beschreiben („Zuversichtliche Zusammenarbeit“, „Emotionale Beziehung“). Dies spricht dafür, dass Patienten die therapeutische Beziehung insgesamt überwiegend positiv einschätzen. Stationäre Patienten beurteilen die emotionale Beziehung bedeutsam ▶ Tab. 3). Die Patienten im stationären Setting ungünstiger (● hatten vermutlich eine höhere Symptomschwere als die ambulanten Patienten. Dies konnte jedoch nicht geprüft werden, da bei den ambulanten Patienten die Symptomschwere nicht standardisiert erhoben wurde. In der Klinik erfahren die Patienten Beziehungen zu mehreren Behandlern. Damit verbunden ist vermutlich eine geringere Bedeutung des Einzeltherapeuten im stationären Setting. Die Fragebogenergebnisse stimmen hier mit den theoretischen Vorannahmen überein. Die Faktorenstruktur konnte mit einer konfirmatorischen Faktorenanalyse mit kategorialen Variablen an einer 2. Stichprobe bestätigt werden (nach

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Kriterien von Hu & Bentler [29], Yu [33] und Browne & Cudeck [34]). Erwartungsgemäß bestätigte deshalb eine explorative Faktorenanalyse die Faktoren. Die Reliabilitätskoeffizienten waren dabei in derselben Höhe wie in Stichprobe 1. Die therapeutische Allianz, eingeschätzt von den Patienten der Stichprobe 2 zu Behandlungsende mit dem STA-R zeigte einen signifikanten Zusammenhang mit der Änderung in der Symptombelastung während der stationären Behandlung. Der Zusammenhang war in allen 4 Skalen sowie in Bezug auf den Gesamtwert des STA-R ▶ Tab. 4). Auch dieses Ergebnis stimmt gut mit theosignifikant (● retischen Vorannahmen überein. Der Einfluss der Therapiebeziehung auf den Therapieerfolg wird nach aktuellem Diskussionsstand eher als ein moderierender, denn als ein direkter angenommen [8, 9, 10, 36–38]. Direkte Einflüsse, z. B. korrigierende emotionale Erfahrungen in der Therapiebeziehung, konnten bisher nicht überzeugend nachgewiesen werden [39]. Die Bedeutung der Erfassung verschiedener Aspekte der therapeutischen Beziehung liegt damit in ihren interagierenden Effekten. Die Faktoren „Angst sich zu öffnen“ und „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“, die affektive Aspekte der Beziehung erfassen, dürften auch hier Bedeutung haben. Der sich am deutlichsten und stabilsten abzeichnende Faktor in der Entwicklung des Fragebogens zur therapeutischen Beziehung war „Angst, sich zu öffnen“. Dies steht in Übereinstimmung mit Puschner et al. [40] (S. 175). „… severely impaired patients judged the helping alliance at the subsequent assessment to be worse than patients who were less impaired…“. Bei der Angst, sich zu öffnen, handelt es sich um einen Aspekt, der vermutlich mehr als die anderen Dimensionen nicht nur von der aktuellen therapeutischen Beziehung, sondern auch von habituellen Persönlichkeitsaspekten und Bindungsrepräsentationen abhängt. Die Öffnungsangst des Patienten im therapeutischen Prozess könnte auch im Zusammenhang damit stehen, dass Psychotherapie gerade jenen Patienten besonders hilft, die ohnehin schon die besten persönlichen Voraussetzungen dazu mitbringen: „Psychosocial Functioning: the Rich Get Richer and the Poor …“ Cooper [41] (S. 68). Hohe Werte in den Skalen „Zuversichtliche Zusammenarbeit“ und „Emotionale Bindung“ weisen auf eine überwiegend positive therapeutische Beziehung hin. Auch nach einer Metaanalyse [4] tendiert die therapeutische Beziehung relativ hoch und stabil über den Verlauf eingeschätzt zu werden. Dies führte die Autoren zu dem Schluss: Wenn sich erstmal eine gute therapeutische Beziehung etabliert hat, hat es eine eher geringe Bedeutung für die Symptomveränderungen, wie die therapeutische Beziehung sich (auf einem hohen Niveau) verändert. Aus diesem Grund, so unsere Weiterführung, sind wahrscheinlich negative Aspekte, die die therapeutische Beziehung von Anfang an beeinflussen können, wie die „Angst des Patienten, sich zu öffnen“ und die „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“ von zusätzlicher Bedeutung. Einschränkungen der Studie: Die Patienten der Stichprobe 2 wurden alle in einem stationären Setting behandelt. Eine Überprüfung im ambulanten Bereich ist erforderlich. Ebenso ist die Validierung anhand der Symptomschwere (GSI der SCL-90-R) keineswegs ausreichend. Auch fehlt eine Überprüfung von Effekten, die mit unterschiedlichen Erhebungszeitpunkten innerhalb des therapeutischen Prozesses in Zusammenhang stehen könnten. Die therapeutische Allianz wurde in Stichprobe 1 zu verschiedenen Zeitpunkten der Behandlung und in Stichprobe 2

zu Behandlungsende eingeschätzt. Veränderungen der dimensionalen Struktur der therapeutischen Beziehung während des Behandlungsprozesses müssen in Längsschnittstudien weiter untersucht werden. Eine weitere Einschränkung für die Interpretation der Ergebnisse ist, dass bisher nur ein Beitrag zur Untersuchung der therapeutischen Allianz unter PatientenPerspektive geliefert wurde. Eine Therapeuten- und eine Beobachterversion befinden sich deshalb in der Entwicklung.

Interessenkonflikt : Die Autoren geben an, dass kein Interessenkonflikt besteht.

Fazit für die Praxis Die therapeutische Beziehung aus Patientenperspektive erweist sich als ein mehrdimensionales Konstrukt. Neben den bekannten Aspekten der „Zuversichtlichen Zusammenarbeit“ und „Positiven emotionalen Beziehung“ erwiesen sich die „Angst des Patienten, sich zu öffnen“ sowie die „Interferenz mit der Therapeutenpersönlichkeit“ als weitere Dimensionen der therapeutischen Beziehung. Dies sind bisher wenig diskutierte Aspekte, deren psychometrischer Erfassung und deren möglicher Relevanz für den Behandlungsprozess in künftigen Studien weiter Beachtung geschenkt werden sollte. Eine Aufteilung des Faktors „Zuversichtliche Zusammenarbeit“ in „Ziele“ und „Aufgaben“ erschien nicht sinnvoll, da eine sehr hohe Korrelation zwischen beiden Aspekten besteht.

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