ArticlePDF Available

Der" Helping Alliance Questionnaire"(HAQ) von Luborsky. Möglichkeiten zur Evaluation des therapeutischen Prozesses von stationärer Psychotherapie.

Authors:

Abstract

Studied the psychometric properties and clinical utility of the German version of the patient form of the Helping Alliance Questionnaire (HQA) a 12-item rating scale for assessing perceptions of the therapeutic relationship and process. Ss included 239 male and female adolescent and adult inpatients with mixed psychitric diagnoses (aged 17–57 yrs). Ss completed the HAQ at the beginning, middle, and end of therapy and at a 1-yr follow-up. Data were treated with principal component analysis with oblique rotation to determine the dimensionality of the HAQ. To test the construct validity of the resulting subscales (i.e., therapeutic relationship and satisfaction with therapeutic outcome), HAQ results were analyzed in relation to questionnaire data on psychiatric symptoms and clinical ratings of therapeutic outcomes. The Giessen Test), the Giessen Subjective Complaints Inventory, and the German version of the State-Trait Anxiety Inventory were used. (English abstract) (PsycINFO Database Record (c) 2012 APA, all rights reserved)
ORIGINALIEN
Zusammenfassung
,.r:;,. 1.,i-: :. .. ,... I '':' : ...,.
Wir übersetzten den Hefuiltg All-
iance Questioruuirb 6Apj t,on
Luborsky (1984) üts Deutsche,
ut4 s'eine Ver,:ryenctbarkeit itt' Räh..
tnen von stationäler Psychothera-
pie zu prüfen. Der iragebogen
besteht aus rwölf Fragen zu thera-
p'eutis.cher bbziehuig uttd:, Pro-,
zeuvariablen wtd kann sowohl
voru Patienten als auch vom The-
rapitgten . bqantwor:tel wer:dgn,
Atcglysen dieses Frage,bogens
(p atientetnseitige,, Einschützung)'
ergaben Hiru.veise auf ztvei intnta-
neqtte Faktorsn; -:.!,,thbrap eutische
Bezielrungszufriedenheit" und
,, Zuft' iedenh e it nüt dent tlrcra p eu-
tischen Elgibnis,". Diesd, Auftei-
lung des Fragebogens, die von
der von Luborsky postulierten
abweicht, wird testtheoretisclt
überprüft. Im entpirischen Teil
zur l(o;nstru.lcn alidität werden die
Zttsanunenhänge beider Falcto-
ren mit gebräucltlichen psycho-
ntetrischen Testinstrunrcnten dii-
kutiert. Zusanunenfassertd halten
wir diesen Fi:agebogen für ein in-
teressantes'' und vielverspreclrcn.
des Instruntent zur Eval.uatiou
des therapeutischen Prozesses,
welches leicht'in der klit'tischen,
Routine eingesetzt werden l«nn.
: .,. :
Schlüsselwörter
t'l
Hilfreiche therapeutische Bezie-
hung - integrative stationäre Psy-
chotherapie - therapeutischer
Prozeß
Psychotherapeut (1995) 40:23-32 @ Springer-Verlag L995
Der ,,l "trelping Alllance
Questicnneire" (l-iAA) von
Lubonsky
Möglichkeiten zur Evaluation des therapeutischen Prozesses
von stationärer Psychotherapie
Markus Bassler, Barbara Potratz und Helmut Krauthauser
Klinik fi.ir Psychosomatische Medizin und Psychotherapie der lohannes
G utenb e r g- U niv ers it ät M ain z
In einem prospektiven Ansatz im
Rahmen einer Studie zur differenti-
ellen Evaluation von psychoanaly-
tisch fundierter stationärer Psycho-
therapie sind wir der Frage nachge-
gangen, welchen Einfluß die Quali-
tät der therapeutischen Beziehung
auf den therapeutischen Prozeß
nimmt. Für die ambulante Psycho-
therapie wird derzeit häufig die Mei-
nung vertreten, daß bereits nach we-
nigen Gesprächskontakten (meist
werden drei bis sechs genannt) der
spätere therapeutische Erfolg an-
hand der initialen Beziehung zwi-
schen Patient und Therapeut gut pro-
gnostizierbar ist. Luborsky und seine
Arbeitsgruppe entwickelten ver-
schiedenen Ratingverfahren zur Er.
forschung dieser Fragestellung, wel-
che zumeist Tonband- oder Vi-
deoaufzeichnungen erfordern und
von daher für die klinische Praxis zu
aufwendig sind. Elgänzend zu die-
sen Ratingverfahren wurde aber
auch ein einfacher, vom Patienten
auszufüllender Fragebogen einge-
setzt, der nur zwölf Items umfaßt.
Diesen,,Helping Alliance Question-
naire" (HAa) stellte Luborsky
(1984) im Anhang seines Therapie-
manuals vor. In der deutschen Über-
setzung des Manuals (Luborsky
i988) ist der Fragebogen jedoch
nicht enthalten.
Dr. M. Bassler, Klinik für Psychosomatische
Medizin und Psychotherapie der .Iohannes
Gutenberg-Universität Mainz, Untere
Zahlbacherstraße 8, D-55131 Mainz
Bei der Konstruktion dieses Fra-
gebogens legte Luborsky (Alexander
u. Luborsky 1986) zwei angenomme-
ne §pen der Helping Alliance zu-
grunde: Zrm einen die Hilfesteilung
durch den Therapeuten (HA1), d. h.,
daß dieser die benötigte Hilfe tat-
sächlich vermittelt oder zumindest
dazu in der Lage ist; zum anderen
die Zusammenarbeit oder das Bünd-
nis mit dem Therapeuten bezüglich
der Ziele der Behandlung (HA2).
Die erste Subskala (HA1) umfaßte
dabei die ersten acht, die zweite Sub-
skala (HA2) die letzten drei Items
des HAQ. In empirischen Anwen-
dungen der Arbeitsgruppe um Lu-
borsky wurden diese beiden Skalen
jedoch nicht separat berechnet, son-
dern ein Summenwert der ersten elf
Items gebildet (Luborsky et al.
1985). In orientierenden Faktorana-
lysen unseres Datenmaterials zeich-
nete sich eine ebenfalls zweifaktori-
elle Lösung ab, die mit den von den
Autoren theoretisch postulierten bei-
den Dimensionen jedoch nicht über-
einstimmt. Wir entschieden uns da-
her, in der differentiellen Überprti-
fung dieser Dimensionen auf unsere
eigene Faktorenlösung zurückzugrei-
fen, die im folgenden eingehend dar-
gesteilt wird.
In Studien mit ambulanter Psy-
chotherapie setzte Luborskys At'
beitsgruppe den HAQ in der Regel
nach der dritten Behandlungsstunde
ein, wobei bedeutsame Korrelatio-
nen (zwischen 0,50 und 0,80) mit spä-
ter erhobenen Outcomemaßen wie
23
,..91l_li:r,.s ,t_, t;:fl.,;r,.. 1, ,!i1,!!,;,.
Psychotherapeut (1995) 40: 2342
@ Springer-Verlag 1995
The "Helping Alliance
Questionnaire" (HAQ) by
Luborsky
M. Bassler, B. Potratz and
H. Krauthauser
Summary
We translated the Helping Alli-
ance Questionnaire (HAQ) pub-
lished by Luborsky (1984) into
German language for_ the pur-
pose of evaluating its suitability
within the scope of inpatient psy-
chotherapy. The Questionnaire is
made up from l-2 questions con-
cerning the perceived therapeu-
tic relationship and the therapeu-
tic process can be answered as
well by the patient as by the
therapist. Analyses of this ques-
tionnaire (patients' form) point-
ed to two inherent factors:
"relation to the therapist", and
"satisfaction with therapeutic
outcome". This division into two
sections, which is incompatible
with the division suggested by
Luborsky, is evaluated by means
of classical test theory. The em-
pirical part of the study is dedi-
cated to proof the construct va-
lidity of these two faetors, and
their relation to well-known psy-
chometric tests is discussed. In
summary, we propose this ques-
tionnaire to be an interesting
and promising tool for the eva-
luation of the therapeutic pro-
cess, which can be easily applied
in the clinical routine.
Keywords
Helping relationship - Inpatient
psychotherapy - Therapeutic
process
Beschwerden, Gesetzesverstöße, Ar-
beitssituation etc. nachweisbar wa-
ren (Woody et al. 1983). Für diese
korrelativen Vergleiche wurde der
Summenwert der ersten elf Items
des HAQ verwendet, während die
globale Einschätzskala für Therapie-
erfolg (12.Item) unberücksichtigt
blieb.
Wir übersetzten den HAQ ins
Deutsche, um folgende Fragestellun-
EeiziJ überprüfen:
1. Handelt es sich bei diesem Frage-
bogen um ein Instrument, das in der
klinischen Praxis den therapeuti-
schen Prozeß ausreichend verän-
derungssensibel abbilden kann?
2. Sind die faktorenanalytisch extra-
hierten beiden Subskalen des HAQ
ausreichend konstruktvalide, wenn
vergleichend andere psychometri-
sche Testinstrumente herangezogen
werden?
3. Wie stark korrelieren die patien-
tenseitig getroffenen Einschätzun-
gen auf beiden Subskalen des HAQ
mit der Bewertung des Behandlungs-
erfolgs?
4.Läßt sich anhand der initialen Ein-
schätzung der beiden Subskalen des
HAQ auch bei stationärer Psycho-
therapie eine frühzeitige valide Er-
folgsprognose erreichen?
hllethode
Setting
Unser stationäre Therapiekonzept ist den
,,integrativen Behandlungsmodellen" (Ar-
fsten u. Hoffmann 1978) zuzuordnen. Die
einzelnen Elemente unseres Therapiekon-
zepts seien im folgenden kurz skizziert:
Alle Patienten nehmen an einer pschoana-
Iytisch fundierten Einzel- und Gruppenthe-
rapie teil (1 Sitzung Einzeltherapie, 4tl2
Zeitstunden Gruppentherapie pro Woche).
Die Gruppen mit je etwa 6-7 Patienten
sind halboffen konzipiert, was bei einer an-
gestrebten durchschnittlichen Behand-
lungsdauer von 12 Wochen eine beständige
leichte Patientenfl uktuation bedingt. Grup-
pen- und Einzelgespräche finden beim glei-
chen Therapeuten statt, was ftir viele Pati-
enten den Vorteil bietet, ihren Therapeu-
ten in unterschiedlichen Rollen einerseits
in der ,,Geschwistersituation" der Gruppe,
andererseits in der engen dyadischen Be-
ziehung des Einzelgesprächs zu erleben.
Bei entsprechender Indikation können alle
Patienten während der stationären Be-
handlung die Grundilbungen des Autoge-
nen tainings erlernen. Einmal wöchent-
lich findet eine 1l/2stündige Gestaltungs-
therapie statt, in der die Patienten freie
und vorgegebene Themen kreativ darstel-
len und anschließend in der Gruppe ge-
meinsam mit der Gestaltungstherapeutin
besprechen.
Stichprobe
In unserer Studie gingen insgesamt
239 Patienten ein. Die Geschlechtsvertei-
lung betrug 92 Männer zu 147 Frauen, das
Durchschnittsalter belief sich auf 34,3 +
9J Jahre bei einer Spannweite von 17 bis
57 Jahren. Die stationäre Behandlungsdau-
er betrug im Mittel 98,6t 26§ Tage, was
etwa 14 Wochen entspricht.
Diagnostisch war das Patientenkollektiv
unselegiert. Die Diagnosen wurden nach
DSM-III-R bzw. ICD-10 gestellt und sind
im folgenden zur Beschreibung zu Grup-
pen in Anlehnung an ICD-10 zusammenge-
faßt. Am häufigsten wurden Angststörun-
gen diagnostiziert (31,4"/"). Anhaltende so-
matoforme Schmerzstörunger, (24,7 %) und
Dysthymia (25,5%) waren etwa gleich häu-
fig vertreten. Kleinere Gruppen ergaben
sich ftir dissoziative Störungen (7,5y"),
funktionelle Störungen/Psychosomatosen
(6,3"/") und Zwangsstörungen (7,5 o/o). Zt-
sätzlich zu den phänomenologischen Dia-
gnosen konnten auch Nebendiagnosen für
Persönlichkeitsstörungen vergeben werden,
wobei der Borderline-Typus mit72,2o/o ver-
treten war.
Bezüglich der Schulbildung dominierte
der Hauptschulabschluß (49,4'/,), die Real-
schule hatten 32,5o/o, Abitur bzw. Studium
hatten 15,6% der Patienten absolviert.
!,7 o/o der Patienten hatten keinen Schulab-
schluß erreicht; 0,8o/o hatten die Sonder-
schule besucht.
Die meisten Patienten waren verheiratet
(43,5"/"), gefolgt von den ledigen (35,9y,).
L3,5o/" lebtet getrennt oder geschieden
vom Partner, weitere 5,1 7o waren wieder-
verheiratet, 2,1 o/o verwitwet.
Insgesamt gaben 56,0% der Patienten
Vorerfahrungen in der Behandlung psychi-
scher Störungen.,an (keine Angaben:
4,0%). Im einzelnen wurden ambulante
Psychotherapie mit 22,3 %, stationäre Psy-
chotherapie mit 13,7 7o, ambulante psychia-
trische Behandlung mit 10,3 "/o und stationä-
re psychiatrische Behandlung mit 10,3 %
angegeben, wobei Mehrfachnennungen
möglich waren.
Insgesamt nahmen an der Studie 6 The-
rapeuten (3 weiblich, 3 männlich) in fortge-
schrittener psychoanalytischer Ausbildung
teil. Mit einer Ausnahme verftigten alle
über mehrjährige klinische Erfahrung. Im
Regelfall wurde die endgtiltige Diagnose
für den einzelnen Patienten nach mehreren
Fallbesprechungen im Team festgelegt.
24
Tes2eitpun kte u nd Testin strumente
Die Aufnahmeuntersuchung mit dem HAQ
fand kanpp zwei Wochen nach der stationä-
ren Aufnatrme statt, um sicherzustellen,
daß die Patienten die Fragen zur therapeuti-
schen Beziehung sinnvoll einschätzen konn-
ten) z\ diesem Zeitpunkt hatten sie ihren
Therapeuten in mindestens einem Einzelge-
spräch und drei Gruppensitzungen erlebt.
Weitere Untersuchungstermine fanden zur
Mitte (6.Woche) bzw Abschluß (12.Woche
bzw. später entsprechend evtl. Verlänge-
rung) der stationären Psychotherapie statt
und schließlich 1 Jahr nach Behandlungsen-
de (Katamnese). Alle Testerhebungen und
Befragungen wurden durch geschulte Dok-
toranden durchgeführt. Sowohl die Patien-
ten als auch die Therapeuten hatten wäh-
re_nd der Erhebungsphase keine Kenntnis
von den Ergebnissen, um in ihrem Ein-
schätzverhalten nicht beeinflußt zu werden.
An Testinstrumenten wurden zu den jewei-
ligen Zeitpunkten eingesetzt:
GieQener Beschwerdebogen (GBB).- Der
Gießener Beschwerdebogen (Brähler u.
Scheer 1983) erlaubt eine weitgefaßte Erhe-
bung körperlicher Beschwerden bzw. Be-
einträchtigungen durch Symptome aus der
subjektiven Sicht des Patienten. Zwecks
leichterer Vergleichbarkeit der Patienten
mit unterschiedlichen Beschwerdebildern
wurde nur die Skala 5, ,,Allgemeiner Be-
schwerdedruck", verwendet.
Gielien - Test (GT-S). Von den 6 psychoana-
lytisch orientierten Skalen des Gießen-Tests
(Beckmann et al. 1983) werden die Ergeb-
nisse der Selbsteinschätzung der Patienten
referiert.
State-Trait-Angst-Inventar (STAI-X2). Der
STAI (Laux et al. 1981) Iiegt in zwei ge-
trennten Skalen vor, die situative (state-)
und überdauernde (trait-) Angstlichkeit er-
fassen. Wir verwendeten für diese Untersu-
chung nur die Ttait-Skala, d.h. Angst als
psychopathologisch relevantes Symptom.
Efolgsbeurteilung bei Abschluß der
stationären Behandl u n g
AIs Kriterium für den Erfolg der stationä-
ren Behandlung wurde ein zusammenge-
setzter Wert aus vier unterschiedlichen Ein-
schätzungen gebildet. Eingangs fanden die
therapeutenseitig erfolgte Einschätzung
von L) symptomatischer und 2) strukturel-
ler Besserung anhand klinischer Kriterien,
wobei in beiden Fällen eine Likert-Skala
von L bis 7 verwendet wurde. Dabei bedeu-
191 f =,,sehr verschlechtert", 2 =,,deutlich
verschlechtert", 3=,,mäßig verschlech-
tefi", 4 -,,unverändert", 5 =,,mäßig ver-
bessert", 6 = ,,deutlich verbessert" und
J =,,sehr verbessert", Beide Einschätzska-
len wurden T-transformiert. Patientenseitig
wurden die Differenzwerte (nach T:Tians-
formation) zwischen Beginn und Abschluß
der stationären Psychotherapie vom 3)
Angstinventar (STAI) und 4) Gießentest-
Skala 4 (,,Grundstimmung") zugrundege-
legt. Diese beiden Skalen waren mit den Pa-
rametern der Eichstichprobe Tltransfor-
miert worden, so daß fragebogenimmanen-
te Alters- und Geschlechtsunterschiede aus-
partialisiert sind. Die Differenzwerte bewe-
gen sich somit auf der gleichen Einheit wie
die Skalen und können gleichsinnig inter-
pretiert werden.
Diese vier therapeuten- und patienten-
seitigen Einschätzungen wurden schließlich
gleichgewichtet zu einem gemeinsamen Er-
folgskriterium zusammengefaßt, Auf des-
sen Grundlage wurden mittels Mediansplit
zwei Patientengruppen gebildet: Mit
N1 = 120 die Gruppe der erfolgreicheren
und mit N2= 119 die Gruppe der weniger
erfolgreichen Patienten.
Deutschsprachige Fassung des
H elping Alli ance Qu estion naire
(HAO)
Die einzelnen Items (Likert-Skalierung von
1 = sehr unzutreffend bis 6 = sehr zutref-
fend) des Helping Alliance Questionnaire
von Luborsky (1984) haben wir ins Deut-
sche übersetzt. Der Wortlaut der übersetz-
ten Items ist wie folgt:l
L. Ich glaube, daß mein Therapeut mir hilft.
2. Ich glaube, daß mir die Behandlung hilft.
3. Ich habe einige neue Einsichten gewon-
nen,
4. Seit kurzem fühle ich mich besser.
5. Ich kann bereits absehen, daß ich viel-
leicht die Probleme bewältigen kann, we-
gen derer ich zur Behandlung kam.
6. Ich habe das Gefühl, mich auf den Thera-
peuten verlassen zu können.
7. Ich habe das Gefühl, daß mich der Thera-
peut versteht.
8. Ich habe das Gefühl, daß der Therapeut
möchte, daß ich meine Ziele erreiche.
9. Ich habe das Gefühl, daß ich wie auch der
Therapeut ernsthaft an einem Strang zie-
hen.
10. Ich glaube, daß ich und der Therapeut
meine Probleme ähnlich sehen und beurtei-
len.
11. Ich habe das Gefühl, daß ich mich jetzt
selbst verstehen und mich selbständig mit
mir auseinandersetzen kann (d.h. auch
dann, wenn ich mit dem Therapeuten keine
weiteren Gespräche mehr habe).
1.2. Globale Erfolgseinschätzung im Ver-
gleich zum Behandluogsbeginn mit 1 = sehr
viel verschlechtert, 4=unverändert, 7=
sehr viel gebessert.
1 Fragebogenexemplare können bei den
Autoren zur Ansicht angefordert werden
Die Frage 12 besteht im Original aus zwei
Zahlenstrahlen mit je 5 Ausprägungen,
getreflnt für ,,Verbesserung" und ,,Ver-
schlechterung". Den restlichen Items kann
in je drei Abstufungen zugestimmt oder wi-
dersprochen werden; es gibt jedoch keinen
neutralen Mittelpunkt (forced-choice). Ver-
mutlich wurde wegen der unterschiedlichen
Skalierung dieser Frage in den Arbeiten
von Luborsky und Mitarbeitern auf ihren
Einbezug in den Summenwert verzichtet.
Wir haben einige Ausprägungen zusam-
mengefaßt und die beiden Skalen am Null-
punkt (,,Nein, nicht verschlechtert" und
,,Nein, nicht verbessert") vereinigt, Damit
ergibt sich ein bipolares Itemrating, das mit
Einschränkungen den anderen Items gleich-
gestellt werden kann, auch wenn hier ein
neutraler Mittelpunkt gegeben ist und das
Rating dementsprechend eine Stufe mehr
umfaßt.
Zrsätzlich zur patientenseitig auszufi.il-
lenden Form wurde eine in der dritten Per-
son formulierte Version für den Therapeu-
ten erstellt, die wegen geringe-r Fallzahl in
dieser Arbeit nicht zur Auswertung heran-
gezogen wurde.
Beurteilung des klinischen
Störungsgrads
Ausgehend von strukturellen Gesichts-
punkten (mit Bezug zum psychoanalyti-
schen Strukturmodell) wurde der Schwere-
grad der Störung der untersuchten Patien-
ten von den behandelnden Therapeuten an-
hand einer Likert-Skala von l. bis 6 einge-
stuft. Dabei bedeutet 1 =,,leichte neuroti-
sche Symptome", 2=,,deutliche neuroti-
sche Symptome", 3 = ,,stärkere neurotische
Symptome (deutliche strukturelle Labili-
tät)", 4 =,,ausgeprägte neurotische Sym-
ptome (ausgeprägte strukturelle Labilitat
mit starker Beeinträchtigung im Alltagsle-
ben)", 5=,,Borderlineniveau (erhebliche
strukturelle Defizite bei häufigem Auftre-
ten unreifer Abwehrmechanismen)" und
6 = ,,psychotische Struktur (ausgeprägte
strukturelle Deftzite, sehr stark einge-
schränkter Realitätsbezug)".
e
Beu rteilu ng d er tech q i s c h en
Be h an d I u n g s sc hw i e ri
g ke iten
Anhand einer weiteren Likert-Skala von 1-
6 schätzten die behandelnden Therapeuten
global ein, wie schwierig für sie die techni-
schen Aspekte der Behandlungsführung
mit den einzelnen Patienten gewesen wa-
ren. Dabei sollten Gesichtspunkte wie Nei-
gungzum Agieren, Zugänglichkeit für Deu-
tungen, Probleme im Umgang mit Übertra-
gung bzw. Gegenübertragung und In-
trospektionsfähigkeit besonders berück-
sichtigt werden. Die klinischen Bewertun-
gen reichten von 1 (= sehr leichte Behand-
25
l; ,g'-,f,iijx
:, i....,i:, fii'.,r:'l:.
' 'irr l!:.r-J'a.:1
*ig*ä$$,,iir$iti1
lungsftihrung) bis 6 (= sehr schwere Be-
handlungsführung). Die beiden klinischen
Einschätzungen (Störungsgrad und
Behandlungsschwierigkeiten) erfolgten
überwiegend im Konsensusverfahren im
Rahmen von Supervisionen bzw. Fallbe-
sprechungen.
Siatr'sflsche Ve rfah re n
Wir verwendeten wegen des Ordinalskalen-
niveaus der meisten Variablen bei den kor-
relativen Vergleichen ausschließlich Rang-
korrelationen nach Spearman. Aus dem
gleichen Grund wurden die inferenzstatisti-
schen Analysen ebenfails mit nonparame-
trischen Verfahren durchgeführt: Mann-
Whitney-U-Test für Gruppenvergleiche
und Friedman-Rangvarianzanalyse bzw.
Wilcoxon-Test für verbundene Stichproben
für den Vergleich mehrerer Meßzeitpunkte.
Eine auswertungstechnische Schwierig-
keit ergab sich beim Gießen-Test wegen
dessen bipolarer Skalenkonstruktion. Es ist
dabei sehr aufwendig, für nomothetische
Auswertungen eine gewünschte Verände-
rungsrichtung anzugeben, da diese sehr von
der initialen individuellen Ausgangslage ab-
hängt. Wir haben uns - vereinfachend -
dazu entschieden, lediglich Ver'änderung
als solche, ohne Rücksicht auf die Rich-
tung, zu untersuchen. Dies gilt insbesonde-
re für das zusammengesetzte Erfolgskriteri
um, da bei diesem Wert der Schwerpunkt
allgemein auf dem Ausmaß der erreichten
Veränderung liegt.
Ergebnisse
Bei der explorativen Auswertung der
Itemstruktur des HAQ haben wir uns
maßgeblich auf die Ergebnisse bei
Abschluß der stationären Psychothe-
rapie gestützt, da diese bezüglich der
Faktorenlösung trennschärfer ausfie-
len und insofern leichter interpretier-
bar waren. Ein weiterer Grund war,
daß unserem Eindruck nach viele Pa-
tienten während der ersten zwei bis
drei Wochen nach stationärer Auf-
nahme noch erhebliche Orientie-
rungsschwierigkeiten hatten (insbe-
sondere bezüglich der Rolle des The-
rapeuten in den Gruppen- und Ein-
zelgesprächen) und von daher bei
der Beantwortung der Fragen des
HAQ noch vergleich§weise unsicher
erschierlen. Solche Effekte fallen bei
den üblichen Rahmenbedingungen
von ambulanter Psychotherapie
nicht sehr ins Gewicht, da hier mit
Beginn der ersten Therapiestunden
für die Patienten ein klar definiertes
26
;:rroap:r.t.'. ': '': '''',,,.',.,:. ,,.1,'1,;...,r, ,.,'.'1"1 ".';,::,, ,'i,,'
: Kennwerte derbelden im HAQgefundengn Hauptkqmponenten
,, lobliqueRo-talion)ün-d,Ladun§smu§terderltems, . ,,'
, Eigenwert . ,
,Aufgekl,.Varialz
Fat<torladungen "
Frage 1, ,:,:: r,
Frage2 ,,,,,,
Frage4 ''t,' ',
l-rä§o 5 , :
.,, Frage6 , , " ,
, FrageT. i
ErageS r: ,
,Fr:age9: :::
Frage 10
'Fragä 11 '
Ftagel2 :,
, FaK9r,1(HAO:1)
,,5,7'l , : I ,,
' ,n;l','uvo ;,,,,,. ,
' 0,776'. ', ,: ;,' .
.,0,49:! ,, ,.',
0,508 '', ,,
-0,-123 ,, ., :,
-O,O42: ..,,,,',;i,. , '
O,877 .:,.; ...'.;.,
o,ggg , : ,
Or7B2 .,., ,:,
Or7$2, ',,. ,,'
0,695 . r, ,,::.,
' 6,964 ' rr :,
0,112, : , ;
, Faktor 2 (HAO 2)
. rt: :.
,11 ,80: : :
,,,ulo.n
, 0,'104
o,297
': 0P15 '
. 0,850 "
,.0,055
. -0,107
, -0,083 ' '
' 0,031: '
'.,'0,024 ,'
' , 01693
, 0,730 '
Behandlungsarrangement besteht,
bei dem die therapeutische Bezie-
hung in der Regel frühzeitig gut ein-
schätzbar ist.
Die bei Abschluß der stationären
Psychotherapie explorativ eingesetz-
te Hauptkomponentenanalyse mit
obliquer Rotation über die lZFra-
gen der HAQ-Selbstform ergab deut-
liche Hinweise darauf, daß in der Da-
tenstruktur zwei Hauptkomponenten
enthalten sind: Zum einen die Fra-
gen 1, 6, 7,8,9 und L0, zum anderen
die Fragen 4,5,11. und 12. Die folgen-
de Zusammenstellung der Kennwer.
te erlaubt einen Überblick über die
Faktorenlösung.
Die beiden Faktoren korrelierten
in Höhe von r = 0,43 bei obliquer Ro-
tation, die angewendet wurde, um bei
gegebener Abhängigkeit der Fakto-
ren untereinander die beste Zuord-
nung der Items zu den Faktoren zu
erreichen. Die Fragen 2 und 3 waren
bei dem Kriterium einer Faktorla-
dung > 0,60 keinem der beiden Fak-
toren eindeutig zuzuordnen. Bei der
inhaltlichen Bewertung der zusam-
mengefaßten Fragen des HAQ
scheint der erste Faktor wesentlich
die Beziehung des Patienten zum
Therapeuten zu beschreiben, der
zweite die patientenseitige Zufrie-
denheit mit dem Erfolg der Psycho-
therapie. Da die Fragen 2 und 3 se-
mantisch ebenfalls mehr auf die sub-
jektive Erfolgszufriedenheit abzie-
len, wurden sie versuchsweise dem
zweiten Faktor zugeordnet und diese
beiden Faktoren im Sinne von Ska-
len mit Hilfe der klassischen Text-
theorie überprüft.
Für den gesamten Fragebogen bei
Entlassung ergab sich ein Cronbachs
o' von 0,887. Bei keinem der Items
ließ sich durch dessen Ausschluß von
der Gesamtskala o wesentlich stei-
gern, d.h., der HAQ scheint insge-
samt eine gute interne Konsistenz
aufuuweisen.
Für die Subskala ,,Beziehungszu-
friedenheit" ergab sich ebenfalls ein
o, von 0,887. Das Skalen-cr bei Aus-
schluß jeweils eines Items rangierte
von 0,853 bis 0,879, die entsprechen-
den Tiennschärfen von 0,609 bis
0,786. Damit scheint auch diese Ska-
Ia in ihrer Zusammensetzung reli-
abel zu sein.
Für die Subskala ,,Erfolgszufrie-
denheit" ergab*sich ein a von 0,840.
Das Skalen-a'bei Ausschluß jeweils
eines Items (interne Konsistenz) ran-
gierte zwischet 0,796 und 0,836, die
entsprechenden Tiennschätfen von
0,501 bis 0,701. Nach diesem Ergeb-
nis kann argumentiert werden, daß
die Fragen 2 und 3 zu Recht dieser
Skala zugeschlagen wurden.
Für die Ermittlung der Itemleich-
tigkeit wurden die Mittelwerte der
einzelnen Items bei Beginn und Ab-
schluß der stationären Behandlung
herangezogen. Die meisten Fragen
sind als eher leicht anzusehen mit
Mittelwerten, die meist oberhalb 4,5
lagen. Mit anderen Worten: die Pati-
enten stimmten jeder Frage durch-
schnittlich deutlich zu. Das erlaubt
den Schluß, daß die Patienten ten-
denziell eher zufrieden als unzufrie-
den mit der durchgefi.ihrten Thera-
pie waren. Aus diesem Grund belie-
ßen wir auch die Frage 12 trotz der
leicht abweichenden Codierung in
der Hauptkomponentenanalyse, da
diese wegen der größeren (numeri-
schen) Berücksichtigung von Ver-
schlechterung statt Verbesserung2
eher zu einer Erhöhung der Tienn-
schärfe der Skala beitragen dürfte.
Lediglich Frage 11 wies mit einem
Mittelwert von etwa 3,5 zu beiden
Zeitpunkten eine abweichende Cha-
rakteristik auf. Inhaltlich bedeutet
das offenbar, daß die Zuversicht be-
züglich des Therapieerfolgs dann ge-
ringer beurteilt wurde, wenn keine
weiteren Gespräche mehr mit dem
Therapeuten stattfinden sollten.
Zusammenfassezd schlagen wir
vor, daß die deutschsprachige Versi-
on des HAQ sich aus zwei Dimensio-
nen (d. h. Subskalen) zusammensetzt,
wobei die eine Subskaia die affektive
Qualität der Beziehung zum Thera-
peuten beschreibt (HAQ1), die an-
dere die patientenseitige Zufrieden-
heit mit dem Behandlungserfolg
(HAO2). Der Einfachheit halber be-
zeichnen wir im folgenden die erste
Subskala jeweils mit,,Beziehungs-
zufriedenheit", die zweite Subskala
mit,,Erfolgszufriedenheit", wobei
der Namenszusatz ,,. . .zufrieden-
heit" dem subjektiven Charakter des
Maßes Rechnung trägt.
Die nach unseren Ergebnissen ge-
bildeten Subskalen,,Beziehungszu-
friedenheit" und,,Erfolgszufrieden-
heit" wurden für Aufnahme und Ent-
lassung sowie untereinander im Sin-
ne eines ,,cross-lagged panel" (Cra-
no u. Mellon 1978) korreliert
(Spearman-Korrelationen). Bei zwei-
seitigen Signifikanztests und N = 239
ergaben sich folgende Zusammen-
hänge:
2 Bei Frage 12 steht der Wert 4 für ,,unver-
ändert"; bei den restlichen Items würde
rechnerisch der Wert 3,5 ,,unverändert"
bedeuten
1. Erfolgszufriedenheit Aufn.
- Erfolgszufriedenheit Entl.:
rs=0,358,p<0,001
2. Beziehungszufr. Aufn.
- Beziehungszufr. Entl.:
rs=0,521,p<0,001
3. Erfolgszufri edenh. Aufn.
- Beziehungszufr. Aufn.:
ts=0,349,p<0,001
4. Erfolgszufriedenheit Entl.
- Beziehungszufr. Entl. :
rs = 0,531,p < 0,001
5. Erfolgszufriedenheit Aufn.
- Beziehungszufr. Entl.:
rS = 0,208,p = 0,001
6. Beziehungszufr. Aufn.
- Erfolgszufriedenheit Entl.:
rs=0,263,p < 0,001
Wie diese Korrelationen zeig-en, ist
die Konsistenz der Erfolgseinschät-
zq4g über die Therapie hinweg (1.)
vergleichsweise geringer als die der
Beziehungseinschätzung (2.). Wäh-
rend bei Aufnahme zwischen Er-
folgs- und Beziehungseinschätzung
(3.) noch relativ wenig Gemeinsam-
keiten bestehen, ist die Korrelation
beider Skalen bei Entlassung deut-
lich höher (4.). Prognostische Quali-
täten der einen Skala für die andere
gibt es kaum (5. und 6.).
Im weiteren haben wir den Zu-
sammenhang verschiedener für die
Psychotherapie relevanter Einfluß-
größen mit unseren beiden Subska-
Ien untersucht, um damit eine Art
,,externer Validierung" zu gewinnen,
wobei wir die korrelativen Zusam-
menhänge ztm Zeitprtttkt der Entlas-
sung zugrundelegten. Bei den psy-
chometrischen Testinstrumenten
(GT-S, STAI, GBB) haben wir die
Differenzwerte zwischen Anfang
und Abschluß der stationären Psy-
chotherapie mit den beiden Subska-
len in Beziehung gesetzt. Daraus las-
sen sich Zusammenhänge über das
Ausmaß der jeweiligen Veränderun-
gen der durch diese Fragebögen er-
faßten Dimensionen mit den HAQ-
Subskalen erkennen, wobei vom In-
halt der von den Testinstrumenten
erfaßten Dimensionen abgesehen
werden kann.
Geschlecht, Alter und Schulbil-
dung wurden als Prüfuariablen in die
Analyse aufgenommen, um andere
Varianzquellen als die der psychothe-
rapeutischen Behandlung kontrollie-
ren zu können. Alter (Spearman-
Korrelation) und Geschlecht der Pa-
tienten (1z-Test Geschlecht vs. Grup-
peneinteilung; Ergebnis nicht darge-
stellt) hatten keinen Einfluß auf bei-
de HAQ-Subskalen. Für die Schul-
bildung zeigte sich ftir beide Subska-
len ein mäßiger korrelativer Zusam-
menhang (Grad der Schulbildung als
Ordinalskala aufgefaßt). Eine ge-
nauere Uberprüfung mit Hilfe einer
Kontingenztafel ergab, daß Haupt-
schulabsolventen häufiger als erwar-
tet eine positive Erfolgszufrieden-
heit konstatierten, Patienten mit
Mittlerer Reife jedoch seltener als
erwartet k'(5, N =236) = 10,63,
p =0,06). Bei den anderen Schulab-
sbhlüssen (Sonderschule bzw Ab-
itur) ergaben sich diesbezüglich kei-
ne signifikanten LJnterschiede. Bei
der Beziehungseinschätztng zeigte
sich in etwa das gleiche Verteilungs-
muster (X,'(5, N=236) =73,47,
p = 0,02)- Insgesamt scheinen Patien-
ten mit einfachem Schulabschluß
ihre Zufriedenheit mit der Bezie-
hung zum Therapeuten bzw die Er-
folgszufriedenheit im Rahmen von
stationärer Psychotherapie positiver
zu bewerten als Patienten mit höhe-
rer Bildung (Bassler u. Hoffmann
19e3).
Unter den übrigen relevanten Va-
riablen ergaben sich für die Subskala
,,Beziehungszufriedenheit" mäßige
Korrelationen mit dem Schweregrad
der Ich-strukturellen Störung, den
Schwierigkeiten der Behandlungs-
führung und dem zusammengesetz-
ten Wert ,,Therapie-Erfolg". Bei den
Differenzwerten der psychometri-
schen Tests ergeben sich signifikante
Zusammenhänge bei den Gießen-
Test-Skalen1, 4 und*5 sowie der
Tlait-Angst. E
Bei der HAQ-Subskala ,,Erfolgs-
zufriedenheit" ergibt sich im wesent-
lichen das gleiche Muster korrelati-
ver Zusammenhänge, wobei der Zu-
sammenhang mit dem Erfolgskriteri-
um - erwartungsgemäß - am höch-
sten war. Deutlicher als bei der ,,Be-
ziehungszufriedenheit"-Skala fielen
die Zusammenhtinge mit den Diffe-
tenzwerten der Gießen-Test Ska-
len 4, 5 und 6, der Tlait-Angst und
dem ,,Allgemeinen Beschwerde-
27
O.R I G I N A I.,I-E:.N
Unabhängige Variabten
Alter
Schulbildung
Behandlungsdauer
Klinischer Störungsgrad
Schwierigkeit der Behandlungsführung
Therapieerfolg
Gießentest-Skala 1 :,,Soziale Besonanz"
Gießentest-Skala 2:,,Dominanz"
Gießentest-Skala 3:,,Kontrolle"
Gießentest-Skala 4:,,Grundstimmung"
Gießentest-Skala 5:,,Durchlässigkeit"
Gießentest-Skala 6:,,Soziale Potenz"
Trait-Angst
GBB:,,Allgemeiner Beschwerdedruck"
druck" aus. Dies paßt gut ins Bild der
differenzierten Inhalte der beiden
Skalen. Da diese Maße am ehesten
den Erfolg der Psychotherapie abbil-
den, sollten deren I(orrelationen mit
der HAQ-Skala,,Erfolgszufrieden-
heit" deutlich höher ausfallen als die-
jenigen mit der,,Beziehungsztfrie-
Beziehungs- Erfolgszufriedepheit
fSIg:N
higkeit allgemein bzw. der Bezie-
hung zum Therapeuten nicht zu ent-
scheiden, inwiefern die ,,Bezie-
hungszufriedenheits "-Skala einen ei-
genständigen Bereich erfaßt oder
aber unter,,Erfolgszufriedenheit"
unterzuordnen ist.
Betrachten wir ergänzend die
Veränderungen f{ir beide Subskalen
des HAQ über den Verlauf der sta-
tionären Psychotherapie einschließ-
lich 1-Jahres-Katamnese. Bei Grup-
peneinteilung nach Mediansplit nach
allgemeinem Therapieerfolg zeigen
sich folgende Ergebnisse:
Über den Verlauf der stationären
Psychotherapie hinweg erreichten
beide Patientengruppen hochsignifi-
kante Veränderungen bei beiden
Subskalen. Für die,,Erfolgszufrie-
denheit" ergeben sich stetig über
den Verlauf ansteigende Mittelu,er-
te, wobei die Gruppenmittelwerte
der erfolgreichen Patienten prak-
tisch von Anfang an auf höherem Ni-
veau liegen und sich darin zu nahezu
jedem Meßzeitpunkt signifikant von
der anderen Gruppe unterscheiden.
Es liegt nahe, daß erfolgreichere Pa-
tienten auch zufriedener mit dem
Therapieergebnis sind.
Bei der Subskala ,,Beziehungszu-
friedenheit" ist erwähnenswert, daß
in beiden Patientengruppen die Mit-
telwerte höher ausfallen als bei der
,,Erfolgs"-Skala. Offenbar wurde die
Tabelle2 : ' , ;
Ran§korrelation von Pnäd!ktorvariablen mit den beiden Subskaten ,,Bezii-
hungszufriedenhöit'l und ,,Erfolgszufrledenheit!' bei Abschluß der Behand-
lung.' ; ., ..,, :
0,03
0?12*.',
0,132.
0,165.t
-0,256**
0,251**
-u,zö
0,00
-0,08
0,20*
0,15*
0,12
-0,.170.
-0,012
0,00 ' 239
0,:158-, 239
-0,996 239
-0,303-t. 236
-0,331*** 236
0,501.* 236
-0,21** , 236
o;oo ' , 206
0,03 ' : 236
0,37*.. : 236
0,26.* 236
o,20* 236
-0,41 5.* 214
-0,194- 1 19
Spearman-Korrelation; bei den psychometrischen Testinstrumenten (GT-S, GBB, STAI)
wurden die Differenzwerte (in T-Einheiten) zwischen Anfang und Abschluß der stationä-
ren Psychotherapie zugrundegelegt. Markierungen an den Korrelationskoeffizienien be-
deuten folgende Signifikanzniveaus: *p < O,O5; --p < 0,01 ; '."p <O,OO1
denheit". Eine Ausnahme bildet die
Gießen-Test Skala 1: Veränderungen
in der ,,Sozialen Resonanz" scheinen
mindestens ebensoviel Einfluß auf
,,Beziehung" zom Therapeuten als
auf den ,,ELfolg" zu haben. Leider
ist an dieser Stelle mangels anderer
Meßinstrumente znr Beziehungsfä-
Tabelle 3 '
Vergleich von Mittelwerten und Stanclardabweichungen der beiden Subskalen ,,Beziehungszufriedenheit" und ,,Er-
folEszufriedenheit" {iber den Vertauf von stationärer Psychotherapie bei erfolgreiehen versus weniger erfolgreichen
Paiienten
Subskalen des HAQ
,,Beziehungszufriedenheit" 29,7 L3,7
(erfolgreiche Gruppe)
,,Beziehungszufriedenheit" 28,4t4,3
(wenig erfolgreiche Gruppe)
p
,, Erf olgszuf rieden heit"
(erfolgreiche Gruppe)
,,Erfolgszufriedenheit" 22,2 t 5,3
(wenig erlolgreiche Gruppe) 0,10
Behandlungsbeginn Mitte der Behandlung Behandlungsabschluß 1-Jahres-Katamnese p
< 0105
23,3 r 5,0
30,3 r 3,6
28,4!4,8
< 0,01
26,0+ 4,3
22,6!5,8
< 0,001
31,2!3,7
29,4+ 4,1
< o,o1
28,9i4,3
24,6r.5,3
< 0,001
29,2!4,7
27 ,O ! 5,1
< o,o1
28,9 r 5,5
24,9l.6,7
< 0,001
< 0,001
< 0,001
< 0,001
< o,oo1
Patientengruppen wurden mittels Mediansplit (N1, erfolgreiche Gruppe = 1 19, N2: wenig erlolgreiche Gruppe = 120 Patienten) bei einem
Cut-off-PunK von T = 56,3, bezogen auf den allgemeinen Therapieer-folg, eingeteilt. :
Statistik Gruppenvergleich zu einäelnen'Z"itprn"kt"n, Mann-Whiiney-U-i"ri Zaitr"ihenvergleich: Friedman-Rangvarianzanalyse
28
Beziehung zum Therapeuten insge-
samt eindeutiger als gut eingeschätzt.
Auch hier liegen die erfolgreicheren
Patienten im Niveau der Mittelwerte
oberhalb der weniger erfolgreichen
Patienten; nur diese erreichen eine
stetige Verbesserung der Mittelwerte
über den Verlauf hinweg, der bei der
1-Jahres-Katamnese auf das Niveau
des Ausgangswerts zurückfällt. Die
wenig erfolgreichen Patienten hinge-
gen konstatieren im Verlauf keine
wesentliche Verbesserung der thera-
peutischen Beziehung und neigen
bei der Katamnese dazu, die Bezie-
hung als schlechter als zu Beginn der
Behandlung zu beurteilen.
Insgesamt scheint vor allem die -
Subskala,,Erfolgszufriedenheit" zwi-
schen-erfolgreichen bzw. weniger er-
folgreichen Patienten zu diskriminie-
ren. Beide Subskalen scheinen aus-
reichend sensibel auf Veränderun-
gen des therapeutischen Prozesses-
anzusprechen, wie sie sich im zeitli-
chen Verlauf der stationären Psycho-
therapie ergeben können.
Für die Prognose des allgemeinen
Therapieerfolgs zeigten sich beide
Subskalen wenig geeignet. Korreliert
man die Einschätzungen für beide
Subskalen zu Beginn der stationären
Psychotherapie mit dem allgemeinen
Therapieerfolg (Erfolgskriterium bei
Abschluß der Behandlung), ergeben
sich Werte von rs = 0,772, p < 0,01-
für die Subskala,,Beziehungszlfrie-
denheit", rs = 0,108, p < 0,10 für die
Subskala,,Erfolgszufriedenheit" und
schließlich rs=0,L77, p<0,01 für
den gesamten HAQ (Kombination
beider Subskalen, jeweils N = 239).
ffi!skuss!on
Der HAQ scheint nach unseren Er-
gebnissen in zwei grundlegende Di-
mensionen zerlegbar zu sein. Auf-
grund der relativ hohen Interkorrela-
tion der beiden gefundenen Haupt-
komponenten ist die Unterteilung in
beide Subskalen nicht zwingend; es
könnte auch mit dem Gesamtsum-
menwert des Fragebogens gearbeitet
werden. Die referierten Befunde le-
gen allerdings die Annahme nahe,
daß die Differenzierung sehr wohl
Sinn macht, denn sowohl bei seman-
tischer Interpretation der beiden Di-
mensionen als auch im Hinblick auf
die differentiellen Ergebnisse schei-
nen sie - bei allen Gemeinsamkeiten
- doch auch jeweils individuelle
Aspekte des Therapieverlaufs zu er-
fassen. Beide Subskalen ,,Bezie-
hungszufriedenheit" und,,Erfolgs-
zufriedenheit" erwiesen sich bei test-
theoretischer Überprüfung als konsi-
stent. Indes möchten wir nochmals
darauf hinweisen, daß es sich wegen
der hohen Interkorrelation nicht um
unabhängige Skalen im Sinne der
klassischen Testtheorie handelt.
Obwohl von der Arbeitsgruppe
um Luborsky in empirischen Analy-
sen nur die Gesamtskala Berücksich-
tigung fand, wurden ebenfalls zwei
Subskalen fär den HAQ diskutiert
(Alexander u. Luborsky 1986), die
von der von uns gefundenen Struk-
tur deutlich abweichen. Auf diese
Diskrepanz wird weiter unt-en aus-
führlicher eingegangen.
Interessanterweise fand Rudolf
(1991) in dem von ihm konstruierten
Fragebogen zur Therapeutischen Ar-
beits-Beziehung (TAB) auf ebenfalls
faktorenanalytische Weise zwei Di-
mensionen, die inhaltlich sehr gut
mit den hier präsentierten Dimensio-
nen übereinstimmen. Dort unter-
schieden die Patienten zwischen
Items, die Aussagen bezüglich der
Therapie enthielten (analog zur
,,Erfolgszufriedenheit") und solchen,
die sich auf den Therapeuten (ent-
sprechend ,,Beziehungszufrieden-
heit") richteten. Der TAB wurde so-
wohl in ambulanten als auch statio-
nären psychoanalytisch orientierten
Settings eingesetzt und liegt auch in
einer Patienten- und einer Therapeu-
tenform vor. Die Koinzidenz in die-
sen Ergebnissen legt nahe, daß - zu-
mindest im deutschen Sprachraum -
die beiden Dimensionen valide Kon-
strukte bei der Beurteilung von The-
rapien sind.
Bei dem für die Gesamtstichprobe
durchgeführten,,cross-lagged panel
design" zeigte sich, daß sich die Ein-
schätzung der Beziehungszufrieden-
heit (HAQ1) als die stabilere von
beiden Subskalen erwies, während
die patientenseitige Erfolgszufrie-
denheit (HAO2) bei Abschluß der
Behandlung anhand der initial erho-
benen Skalenwerte deutlich schlech-
ter vorhersagbar blieb. Interessant
ist, daß es im Verlauf der Therapie
zu einem deutlichen Anstieg der
Interkorrelation beider Subskalen
kam. Dieser Effekt läßt sich viel-
leicht dadurch erklären, daß über
den Verlauf des therapeutischen Pro-
zesses die Qualität der therapeuti-
schen Beziehung zunehmend an Be-
deutung für das Ausmaß der patien-
tenseitigen Erfolgszufriedenheit ge-
wann bzw vice versa bei größerer Er-
folgszufriedenheit auch die therapeu-
tische Beziehungszufriedenheit ent-
sprechend positiver eingeschätzt
wurde.
Zur Frage der Konstruktvalidität
der vorgeschlagenen beiden Subska-
len anhand ihrer korrelativen Zts,-
sammenhänge mit anderen klinisch
relevanten Variablen lassen sich fol-
gende Punkte anführen.
S u b skala Bezi eh u n gszufried e n heit
Der Effekt der Variable ,,Schulbil-
dung" läßt sich erklären durch unter-
schiedliche Erwartungshaltungen
der Patienten, die abhängig vom Bil-
dungsgrad sind. Eine geringere
Schulbildung läßt in der sozialen
Schichtung auf ein niedrigeres Ni-
veau schließen, in dem es nicht
selbstverständlich ist, daß über Pro-
bleme geredet werden kann. Die Be-
ziehung zum Therapeuten könnte
aus diesem Grund im Vergleich zu
,,mitgebrachten" Beziehungserfah-
rungen als besonders positiv bewer-
tet werden. Patienten mit höherer
Schulbildung, die wahrscheinlich
über mehr verbale Fähigkeiten verfü-
gen, könnten hingegen davon ent-
täuscht sein, daß in der Therapie ,ja
nur geredet" wird und dementspre-
chend subjektiv eine §chlechtere Be-
ziehung zum Therapeuten attestie-
ren. Nach einem analogen Mechanis-
mus könnte die Gewährung einer
Verlängerung der Therapie auf die
Zuneigung des Therapeuten at-
tribuiert werden, so daß eine längere
Behandlungsdauer sich positiv auf
die Bewertung der therapeutischen
Beziehung auswirkt. Der Zusam-
menhang zwischen subjektiv erlebter
Beziehungsqualität und dem klini-
schen Störungsgrad läßt sich auch
einfach erklären: Schwerer, und da-
29
t,Hi.f.,di!.i N,,,,
ui l.'E
mit im allgemeinen auch strukturell
stärker gestörte Patienten haben
Schwierigkeiten im Aufbau einer ver-
trauensvollen objektalen Beziehung,
was sich entsprechend im Fragebo-
gen niederschlägt. Bei der ,,Schwie-
rigkeit der Behandlungsführung" ist
einleuchtend, daß zum Agieren nei-
gende Patienten aufgrund geringerer
Introspektionsfähigkeit Deutungen
weniger gut konstruktiv verarbeiten
können bzw. sich damit eher unter
Druck gesetzt fühlen und insofern
ihre Beziehung zum Therapeuten
weniger positiv einschätzen.
Seitens der psychometrischen
Testvariablen ergaben sich nennens-
werte Korrelationen für Veränderun-
gen bei den Gießentest-Skalen ,,So-
ziale Resonanz" und ,,Grundstim-
mung". Dieser Befund läßt sich so in-
terpretieren, daß die Patienten durch
ihre Beziehungserfahrungen mit ih-
reln Therapeuten (via Internalisie-
rung als Modell oder Vorbild) mehr
soziale Kompetenz bzw. Sicherheit
erwerben, was zugleich ein verbes-
sertes Selbstwertgefühl bzw. vermin-
derte depressive Grundstimmung be-
dingt. Entsprechend mindert sich die
subjektiv empfundene Ängstlichkeit,
die natürlich auch durch den tatsäch-
Iichen Umgang zwischen Patienten
und Therapeuten beeinllußt wird, so
daß eine wesentliche Reduktion der
Angst mit guter patientenseitiger
Beziehungszufriedenheit assoziiert
ist.
S u bskal a Erfolg szufri ed en h eit
Für die Subskala Erfolgszufrieden-
heit (HAQ2) besitzen vor allem die
Variablen ,,Ich-struktureller Stö-
rungsgrad",,,Schwierigkeiten der
Behandlungsführung" und,,allge-
meiner Therapieerfolg" wesentliche
Bedeutung. Es liegt auf der Hand,
daß ein Patient mit einer ausgepräg-
ten Ich-strukturellen Störung über ei-
nen vergleichbaren Zeitraum einen
geringeren Therapieerfolg erreichen
wird als ein Patient, der Ich-struktu-
rell weniger gestört ist. Patienten,
die ,,schwierig" zu behandeln waren,
sind in der Regel auch weniger zu-
frieden mit dem Erfolg der Therapie.
Vermutlich teilen sie diese Auffas-
sung mit den Therapeuten, da sich
30
eine technisch schwierige Behand-
lung bei konstant gehaltener Be-
handlungszeit eher in der Wider-
standarbeit erschöpft und für thera-
peutische Veränderungen weniger
Platz ist. Auffallend deutlich fiel die
Korrelation von patientenseitiger Er-
folgszufriedenheit mit dem allgemei-
nen Therapieerfolg aus, was wir als
weiteres maßgebliches Indiz für die
Konstruktvalidität dieser Subskala
interpretieren.
Bei den psychometrischen Test-
instrumenten ergaben sich deutiiche
Korrelationen mit den Veränderun-
gen der Skalen 1 bzw. ,t-6 des Gie-
ßen-Tests, daneben mit der Minde-
rung der Tirait-Angst und des Be-
schwerdedrucks (GBB). Patienten,
die bezüglich ihres erreichten Thera-
pieerfolgs zufriedener bzw. optimi-
stischer sind, fühlen sich offenbar
auch verändert hinsichtlich sozialer
Durchsetzungsfähigkeit und Akzep-
tanz, depressiver Stimmung und Of-
fenheit für andere, was zugleich mit
einer ausgeprägten Abnahme von
Angst und beeinträchtigenden Kör-
persymptomen verbunden ist. Diese
Veränderungen lassen sich ohne
Schwierigkeiten mit dem subjektiv
erlebten Therapieerfolg in Zusam-
menhang bringen, womit allerdings
nicht die Frage nach Ursache und
Wirkung beantwortet ist.
Insgesamt sprechen die vorgestell-
ten Ergebnisse deutlich für die Vali-
dität der beiden diskutierten HAQ-
Subskalen. Dabei sind für uns weni-
ger die absoluten Höhen der Korre-
lationen ausschlaggebend, die wegen
dem eingesetzten Algorithrnus für
Rangskalierung wahrscheinlich oh-
nehin geringer ausfielen als bei Ver-
wendung von Pearson-Korrelatio-
nen, sondern vielmehr die Tätsache,
daß keine Befunde zu ermitteln wa-
ren, welche die von uns vorgeschla-
gene inhaltliche Interpretation bei-
der Subskalen ernstlich in Frage stell-
ten.
Dem Design unserer Studie ge-
mäß sind die Aussagen zur Kon-
struktvalidität der Skala,,Erfolgszu-
friedenheit" abgesicherter als die zur
Skala ,,Beziehungszufriedenheit".
Abgesehen davon, daß der Fragebo-
gen bei Veröffentlichung durch Lu-
borsky (1984) als Beziehungsfrage-
bogen apostrophiert worden war, ist
die Entscheidung, inwiefem die
,,Beziehung" diesem Titel gerecht
wird, aus unseren Daten nicht zu fäl-
len. Wir neigen allerdings zu der Mei-
nung, daß diese Frage nicht überbe-
wertet werden sollte. Erfolgreiche
Therapieausgänge bei schlechter the-
rapeutischer Beziehungszufrieden-
heit und umgekehrt kommen zwar
gelegentlich vor, sind aber nicht un-
abhängig voneinander denkbar. Die
psychoanalytische Theorie baut ja
explizit auf dem Beziehungsbegriff
auf, da nur die Beziehung zum The-
rapeuten in Form der Übertragung
eine wirksame Beeinflussung der
Binnenwelt des Patienten ermöglicht
(vgl. z.B. Luborsky et al. 1971, 1980,
L985). Unseres Erachtens gilt diese
Feststellung auch für andere, nicht-
psychoanalytische Therapieformen,
ob diese die Rolle der therapeuti-
schen Beziehung für den Ausgang
der Behandlung nun explizit themati-
sieren oder nicht.
Zu warnen wäre lediglich vor ei-
ner leichtfertigen Reifizierung des
,,Beziehungs"-Begriffs bzw. der vor-
gestellten HAQ-Subskala, die der
therapeutischen Wirklichkeit nicht
gerecht würde.
Dies betrifft auch die Erwägung,
wie weit die Qualität der therapeuti-
schen Beziehung bereits in der Früh-
phase einer Behandlung (z.B..nach
der 3.Sitzung) zu der Prognose des
späteren Therapieergebnisses bei-
trägt. Nach den Ergebnissen der Ar-
beitsgruppe um Luborsky ist dieser
Beitrag, wie oben geschildert, sub-
stantiell. Diese prognostische Quali-
tät des HAQ konnten wir hingegen
nicht replizieren. Für die Rahmenbe-
dingungen von stationärer Psycho-
therapie zeigte"sich in einer früheren
Studie, daß aus der initialen Ein-
schätzung der therapeutischen Bezie-
hungszufriedenheit der spätere The-
rapieerfolg nur unsicher (r = 0,28,
p < 0,01, N = 66) prognostiziert wer-
den konnte (wobei dort allerdings
ein anderes Erfolgskriterium ver-
wendet wurde; Bassler u. Hoffmann
1993). In unserer jetzt untersuchten
Patientenstichprobe fiel die progno-
stische Potenz des HAQ noch ungün-
stiger aus. Eine Erklärung für die
Schwierigkeit der frühen Erfolgspro-
gnose bei stationärer Psychotherapie
könnte darin bestehen, daß bei vie-
len Patienten, die zur stationären
Aufnahme kommen, die Motivation
für den angestrebten psychothera-
peutischen Prozeß erst noch geweckt
werden muß (Lachauer 1982). Von
daher ist es verständlich, daß nicht
wenige Patienten zu Beginn der sta-
tionären Psychotherapie (innerhalb
der ersten zwei bis drei Wochen) zu-
nächst in eine Art ,,Orientierungs-
phase" eintreten, die sich nach unse-
ren klinischen Erfahrungen erst um
die fünfte bis sechste Behandlungs-
woche deutlicher zu klären scheint.
Eine weitere Rolle spielt sicher
die Art des verwendeten Erfolgskri-
teriums. In der Literatur besteht
noch keine Einigkeit, wie Therapie-
erfolg, speziell in analytischen Be-
handlungen, zv operationalisieren
sei. Aufgrund unterschiedlicher Er-
wartungshaltungen von Patient und
Therapeut an den Ausgang der Be-
handlung ist eine Diskrepanz in der
Bewertung des tatsächlich Erreich-
ten sehr wahrscheinlich. Nicht zu-
letzt aus diesem Grund sprechen
sich Orlinsky und Howard (1986) für
die vorrangige Verwendung patien-
tenseitiger Maße aus.
Immerhin scheint, wenn damit die
geringen Korrelationen nicht überin-
terpretiert sind, die Beziehungsein-
schätzung prognostisch einen besse-
ren Beitrag für den später erreichten
Erfolg zu sein als die ca. eine Woche
nach Aufnahme konstatierte ,,Er-
folgszufriedenheit". Damit konsi-
stent ist der Verlauf der Mittelwerte
der beiden Skalen, wo die Ratings
für die Beziehung generell über de-
nen der Erfolgszufriedenheit lagen.
Dabei ergaben sich auch, zumindest
für die erfolgreiche Gruppe, sehr viel
ausgeprägtere Anderungen der,,Er-
folgs"-Mittelwerte, was den Schluß
zlläßt, daß das Ausmaß des Erfolgs
im Verlauf sehr viel variabler ist als
die Qualität der Beziehung. M.a.W.:
Auch bei einer patientenseitig als gut
und tragfähig eingeschätzten thera-
peutischen Beziehung scheint es wei-
tere Moderatorvariablen zu geben,
die über den Ausgang der Therapie
entscheiden. Damit wäre die Wich-
tigkeit eines guten Arbeitsbündnis-
ses für den Therapieerfolg belegt, je-
doch Luborskys Meinung, daß sie
ausschlaggebend sei, relativiert.
Da insgesamt von einer ausrei-
chenden Konstruktvalidität unserer
beiden HAQ-Subskalen ausgegan-
gen werden kann, stellt sich die Fra-
ge nach den Gründen für die Unter-
schiede zwischen unseren Ergebnis-
sen und denen der Albeitsgruppe
um Luborsky drängender. Verschie-
dene Ursachen kommen hierfür in
Betracht:
. So basieren die von Woody et al.
(1983) berichteten Befunde auf Pear-
son-Korrelationen, was dem Daten-
niveau des Fragebogens und der Kri-
terien methodisch nicht angemessen
ist. Möglicherweise wurden dadurch
die Höhen der korrelativen Zusam-
menhänge überschätzt und die Qua-
lität des Fragebogens artifiziell über-
bewertet. Darüber hinaus sind die
Kriterien in den berichteten kon'ela-
tiven Vergleichen nicht ausreichend
nachvollziehbar operationalisiert.
o Es ist wahrscheinlich, daß sprachli-
che und kulturelle Unterschiede sich
in unterschiedlichem Antwortverhal-
ten bei den Items des HAQ auswir-
ken. Damit ist auch die Frage be-
rühlt, inwiefern eine Übersetzung ei-
nes Fragebogens möglichst wörtlich
oder aber am Sinn orientiert erfol-
gen sollte. Da uns zunächst an einer
Überprüfung der Eignung des HAQ
gelegen war, haben wir uns bei der
Übersetzung möglichst nahe an den
Wortlaut gehalten, wobei implizite
Konnotationen der amerikanischen
Itemformulierungen verlorengegan-
gen sein können. Es kann auch nicht
unmittelbar davon ausgegangen wer-
den, daß Befunde aus amerikani-
schen Therapiestudien ohne Ein-
schränkungen auf deutsche Verhält-
nisse übertragbar sind.
. Als weiterer Punkt ist zu bedenken,
daß die amerikanischen Daten aus-
schließlich bei ambulant durchge-
führten psychotherapeutischen Be-
handlungen erhoben wurden, die
meist unter 30 Sitzungen dauerten
und Patient und Therapeut in der Re-
gel diese zeitliche Limitierung vorher
klar vereinbart hatten. Möglicher-
weise kam durch diese zeitliche Be-
schränkung der therapeutische Pro-
zeß mit einer anderen Verlaufsdyna-
mik in Gang, so daß die prognosti-
sche Qualität des HAQ bei Einsatz
um die dritte Therapiestunde tat-
sächlich erheblich höher lag. Es
kann somit sein, daß sich Settingfra-
gen auch auf den Fragebogen auswir-
ken und sich sowohl für längerfristige
ambulante Psychotherapie als auch
ftir stationäre Behandlung ein ande-
res Antwortverhalten ergibt als fi.ir
ambulante Kurzzeittherapien. Die
Befunde von Rudolf (1991) belegen
den Einfluß von Settingfragen auf
das Ankreuzverhalten bei subjektiv
erhobenen Erfolgs- und Beziehungs-
maßen. Er berichtet von Zusammen-
hängen i. S. prognostischer Qualität,
die für stationäre Therapien höher
ausfielen als für ambulante und er-
klärt diesen Umstand mit der in am-
bulanten Therapien Längeren Zeit-
spanne-, so daß die Erfolgseinschät-
zurrg zu ,,Beginn" unsicherer war.
,,Beginn" bedeutet in dieser Studie
die ca. 50 Sitzung bei einer Behand-
Iungsdauer von mindestens 200 Sit-
zungen.
. Schließlich, und von vielleicht aus-
schlaggebender Bedeutung, entstan-
den die Subskalen des HAQ von
Alexander und Luborsky (1986)
durch theoretische Setzung. Eine
Überprüfung, inwiefern sich diese
beiden Dimensionen auch empirisch
abbilden lassen (2.8. durch Fakto-
renanalyse) fand nicht statt, im Ge-
genteil: Die Autoren ignorierten ihre
postulierten beiden Dp"., hilfrei-
chen Verhaltens und verwendeten
nur einen Summenwert. Insofern
scheinen uns die aus dem vorliegen-
den Datenmaterial ermittelten Di-
mensionen besser abgesichert, zumal
sie sich auch semantisch sinnvoll in-
terpretieren lassen. +
$chlußbensrenkumgerf
Beantworten wir zusammenfassend
unsere eingangs formulierten Frage-
stellungen, bleibt als Resümee fol-
gendes festzuhalten:
1. Bei dem HAQ handelt es sich um
ein leicht einzusetzendes Testinstru-
ment, das in der klinischen Praxis
den therapeutischen Prozeß ausrei-
chend veränderungssensibel hinsicht-
lich der subjektiv empfundenen Di-
31
mensionen ,,Erfolgszufriedenheit"
und,,Beziehungseinschätzung" ab-
bilden kann.
2. Beide von uns vorgeschlagenen
Subskalen des HAQ erwiesen sich
als ausreichend reliabel und valide
und erlaubten deutlich zwischen er-
folgreichen versus weniger erfolgrei-
chen Patienten zu unterscheiden. Da-
bei scheinen beide Skalen trotz der
gemeinsamen aufgeklärten Varianz
jeweils spezifische Aspekte in der pa-
tientenseitigen Bewertung zu erfas-
sen, wie die differentiellen Ergebnis-
se in bezug auf unabhängig erhobene
Maße zeigen.
3. Speziell die Subskala ,,Erfolgszu-
friedenheit" korrelierte vergleichs-
weise hoch mit dem unabhängigen
kombinierten Erfolgskriterium und
kann insofern als Indikator für den
allgemeinen Therapieerfolg gelten.
Aus unserer Sicht kann der HAQ da-
mit sowohl als Prozeßforschungs- als
auch als Outcomemaß eingesetzt
werden, wobei die,,Erfolgszufrie-
denheit" eher Outcomequalitäten
besitzt und sich die ,,Beziehungszu-
friedenheit" eher als Prozeß-
forschungsmaß empfiehlt. Alfgrund
der hohen Korrelation beider Skalen
sind diese Qualitäten jedoch nicht
als gegenseitig exklusiv anzusehen,
wie auch der inhaltliche Zusammen-
hang auf der Hand liegt Auf den
empfundenen Erfolg einer Therapie
nimmt die tatsächliche therapeuti-
sche Beziehung Einfluß, während
umgekehrt eine gute Beziehung
ohne erfolgreiches Ergebnis (bei ge-
gebener Kompetenz des Therapeu-
ten) nur selten auftreten dürfe. So-
mit bedingen sich Zufriedenheit mit
dem Erfolg und dem Therapeuten
gegenseitig, wobei die Wirkrichtung
mit unseren Daten nicht festzulegen
ist.
4. Beide Subskalen des HAQ erlaub-
ten keine frühzeitige Prognose unse-
res Erfolgskriteriums im Rahmen
von stationärer Psychotherapie. Es
wäie zu prüfen, inwiefern eine früh-
zeittge Erfolgsprognose mit ihnen
eher für kurze ambulante Psychothe-
rapien zu erreichen ist.
Insgesamt scheint uns der Helping
Alliance Questionnaire ein klinisch
interessanter und aussagefähiger
Fragebogen zur Erfassung der Quali-
tät der therapeutischen Beziehung
und der patientenseitigen Erfolgszu-
friedenheit zu sein. Sein unbestreit-
barer Vorteil ist, daß er schnell aus-
zufüllen und damit in der klinisctren
Routine leicht einsetzbar ist. Erwäh-
nen möchten wir schließlich nobh,
daß er zwischenzeitlich bereits in grö-
ßeren multizentrischen Therapiestu-
dien mit guter Akzeptanz von Patien-
ten und Therapeuten verwendet
wird.
!-Et*ratur
Alexander LB, Luborsky L (1986) The
Penn Helping Alliance Scales. In: Green-
berg LS, Pinsof W (eds) In the psycho-
therapeutic process: a research hand-
book. Guilford Press, New York, pp 325-
366
Arfsten AJ, Hoffmann SO (1978) Stationäre
psychoanalytische Psychotherapie als ei-
genständige Behandlungsform. Prax
Psychother Psychosom 23: 233-245
Bassler M, Hoffmann SO (1993) Die thera-
peutische Beziehung im Rahmen von sta-
tionärer Psychotherapie. Psychother Psy-
chosom Med Psychol 43:325-332
Beckmann D, Brähler E, Richter H-E
(1983) Der Gießen Test (GT). Ein Test
für Individual- und Gruppendiagnostik.
Handbuch. Huber, Bern
Brähler E, Scheer JW (1983) Der Gießener
Beschwerdebogen (GBB). Huber, Bern
Crano WD, Mellon PhM (1978) Causal in-
fluence of teachers' expectations on
childrens' academic performance: A
cross-lagged panel analysis. Educational
Psychol 71: 226-232
Foulkes SH (1965) Group psychotherapy.
Penguin Books, London
Janssen PL (1985) Integrative analytisch-
psychotherapeutische Krankenhausbe-
handlung. Forum Psycho anal l: 293-307
Janssen PL (1987) Psychoanalytische The-
rapie in der Klinik. Klett-Cotta, Stuttgart
Lachauer R (1982) Motivation und Arbeits-
bündnis in der stationärer Psychothera-
pie. Prax Psychother Psychosom Z7: lL7-
t23
Laux L, Glanzmann R Schaffner P, Spiel-
berger CD (1981) STAI - Das State-
Tiait-Angstinventar, Theoretische
Grundlagen und Handanweisung. Beltz,
Weinheim
Luborsky L (1984) Principles of psychoana-
lytic psychotherapy. A manual for sup-
portive-expressive psychotherapy. Basic
Books, New York
Luborsky L (1988) Einführung in die analy-
tische Psychotherapie, Ein Lehrbuch.
Springer, Berlin, Heidelberg, New York
Luborsky L, Chandler M, Auerbach A, Co-
hen J, Bachrach H (1971) Factors influ-
encing the outcome of psychotherapy: A
review of quantitative research. Psychol
Bull 75: 145-185
Luborsky L, Mintz J, Auerbach A, Crits-
Christoph P, Bachrach H, Todd T, John-
son M, Cohen M, O'Brien CP (1980) Pre-
dicting the outcome of psychotherapy.
Findings of the Penn Psychotherapy Pro-
ject. Arch Gen Psychiatry 37:47148t
Luborsky L, Mcl-elian T, Woody GE,
O'Brien CR Auerbach A (1985) Thera-
pist success and its determinants. Arch
Gen Psychiatry 42: 602-6ll
Orlinsky DE, Howard KI (1986) Process
and outcome in psychotherapy. In: Gar-
field SL, Bergin AE (eds) Handbook of
Psychotherapy and behavior change, 3rd
edn Wiley, New York, pp 311-381
Rudolf G (199L) Die therapeutische
Arbeitsbeziehung. Untersuchungen zum
Zustandekommen, Verlauf und Ergebnis
analytischer Psychotherapien. Springer,
Berlin Heidelberg New York
Woody GE, Luborsky L, Mcl-elian I
O'Brien C, Beck Al Blaile J, Herman I,
Hole A (1983) Psychotherapy for Opiate
Addicts: Does It Help? Arch Gen Psy-
chiatry 40: 639-645
32
... We used the German version of the Helping Alliance Questionnaire (Bassler et al., 1995) to measure the influence of the change of setting from traditional treatment to videotelephony and back to the traditional setting on the therapeutic relationship. The questionnaire can be used repeatedly at short intervals for process research, and it is available in a version for therapists (HAQ-F) and for patients (HAQ-S), consisting of 11 items each (Luborsky et al., 1985). ...
... The total HAQ scale value describes the quality of therapeutic alliance, and it is defined as the sum of all eleven items. HAQ also has two sub-scales (Bassler et al., 1995), which describe respondents' satisfaction with the therapeutic relationship and with therapeutic success, respectively (henceforth: HAQ Relationship and HAQ Success). The total HAQ score (henceforth: HAQ Total or HAQ) is the sum of the two sub-scales (11 items scored on a 6-point scale from − 3 to 3 without a neutral centre point). ...
Article
Full-text available
Lockdown enacted by government in response to the Covid-19 pandemic in Austria forced psychotherapy practice into an online-only setting for several months in 2020. Although there is evidence supporting the effectiveness of psychotherapy in remote settings, research investigating therapeutic alliance in online psychotherapy is still limited, with a specific need for research in assessing possible effects of changes in therapeutic setting from face-to-face to online and vice versa. We measured therapeutic alliance in client-therapist dyads using the Helping Alliance Questionnaire (HAQ) at the Adult Outpatient Clinic of Sigmund Freud University, Vienna. Eighty-seven dyads completed HAQ twice, assessing three time-points: after switching from face-to-face to online therapy, providing a retrospective assessment of their alliance before the setting change as well as a concurrent account of their experience during online therapy, then another assessment after switching back to face-to-face setting after lockdown restrictions were lifted. Data were analysed by fitting a multilevel linear model, where the variables person (client/therapist) and time (before online therapy; online therapy; back to face-to-face) were nested within the client-therapist dyad. We found a statistically significant small improvement in the quality of therapeutic alliance over time, but no differences due to change in therapeutic setting. Separate analysis of HAQ sub-scales revealed that clients rated their relationship statistically significantly higher than their therapists with medium effect size, while there were no differences in success ratings over time and settings, nor between clients and therapists. The findings support the feasibility of online therapy in terms of therapeutic alliance in general, and alternating between face-to-face and online therapy settings in particular.
... The German version of the Helping Alliance Questionnaire (HAQ) [34,35] was implemented to assess the quality of the therapeutic relationship by 22 Items, which reflect the two factors relationship satisfaction and outcome satisfaction from the patient and the therapist point of view. Answer options range from (1) = "I strongly feel it is not true. ...
... for relationship satisfaction and α = .84 for outcome satisfaction [35]. An overview of the scales in provided in Table 3. ...
Article
Full-text available
Background The present study examines the psychometric properties of the German adaptation of the Client Attachment to Therapist Scale (CATS). The validity of the scale as originally proposed has recently been brought into question, as patients were identified as “pseudosecure”. Methods We examined the measure’s factorial structure, as well as reliability and validity towards related measures using a clinical sample of N = 354 participants. Results We found the original model, consisting of 36 items to be lacking in terms of model fit and construct validity. A shortened 12-item version exhibited markedly improved model fit and reliability. Correlations to related constructs demonstrated that none of the scale’s validity was lost by shortening it. Furthermore, we showed scalar invariance across groups of age and sex. Conclusions The shortened CATS-S can be recommended for future use in clinical research in German-speaking populations as a valid, reliable, and economical alternative to the longer version.
... Patients' acceptability of the treatment was assessed with the German version of the Helping Alliance Questionnaire (HAQ) (Bassler et al., 1995). Aside from a global measure of patients' perception of the quality of the working alliance with the therapist (12 items; HAQ), two subscales, "relation to the therapist" (6 items; HAQ-1) and "satisfaction with the therapeutic outcome" (5 items; HAQ-2), were computed. ...
... Also, item 12 yielded information on patients' perceived overall success of the therapy (HAQ-I-12). The HAQ was used after the introductory sessions (T1), in order to ensure the patients' ability to assess the therapeutic relationship (Bassler et al., 1995), and at T2. Finally, at the end of the treatment, participants indicated whether they were interested in further participation of MBT-ASD, if it would be continued as a treatment option at the autism outpatient clinic. ...
Article
Full-text available
In order to successfully interact with others in social encounters, we have to be attentive to their mental states. This means, we have to implicitly and explicitly interpret our own actions as well as the actions of others as meaningful on the basis of the ascription of intentional mental states. However, this ability, often referred to as mentalizing, seems to be impaired in autism spectrum disorder (ASD). Individuals with ADS show specific deficits relating to the representation of mental states of others. Especially, the spontaneous, intuitive attribution of and reaction to others' mental states seem to be impaired. Mentalization-Based Treatment (MBT) is a form of psychotherapy in individual and group settings that focuses on the education and enhancement of mentalizing. Although the scope of MBT is broad and MBT has been already proven to be useful in a variety of mental disorders, no attempt has been made to apply MBT in patients with ASD. In our study, we adapted MBT for adults with ASD in a therapeutic group setting to examine the feasibility as well as the effectiveness of the treatment in this patient group. During 15–20 weeks of weekly group therapy, we surveyed the patients' acceptability of the intervention. Additionally, changes in mentalizing difficulties were measured before and after treatment. Results show a high acceptance of the treatment and an improvement in the patients' mentalizing abilities, presenting MBT as a promising treatment option for ASD.
... Im internationalen Raum kam im letzten Jahrzehnt in über 70 % der entsprechenden Studien eines dieser beiden Verfahren zum Einsatz (Flückiger, 2018). Beide Fragebögen liegen in übersetzter oder integrierter Version auch in deutscher Form vor (z.B. Bassler et al., 1995;Munder et al., 2010;Wilmers et al., 2008). ...
Thesis
1. Hintergrund und Ziele Die Therapeutische Allianz stellt seit den frühen Anfängen der Psychotherapie einen Gegenstand großen Interesses über fast alle Therapieschulen hinweg dar. Auch in Forschungskreisen gewann das zunächst abstrakte Konstrukt in den letzten Jahrzehnten im Zuge der Erforschung von Wirkfaktoren der Psychotherapie zunehmend an Bedeutung. Obwohl hinsichtlich der Operationalisierung Uneinigkeit herrscht, hat sich überwiegend die pantheoretische Konzeptualisierung nach Bordin (1979) durchgesetzt, welche die Übereinstimmung und Beziehung von Therapeut und Patient innerhalb eines „psychotherapeutischen Arbeitsbündnisses“ beschreibt. Ein besonderes Feld stellt hierbei die Kinder- und Jugendpsychiatrie und -psychotherapie (KJP) dar, da sich Kinder und Jugendliche überwiegend noch im engen sozialen System der Herkunftsfamilie befinden, das Einfluss auf den Verlauf ihrer Psychopathologie nehmen kann. Die therapeutische Dyade erweitert sich somit in diesem Fall auf eine Patient-Eltern-Therapeuten-Triade, welche auch die Notwendigkeit einer umfassenden Therapeutischen Allianz zwischen allen beteiligten Parteien einschließt. Obwohl die Bedeutung der Therapeutischen Allianz für das Therapieoutcome in mehreren Metaanalysen sowohl für den Erwachsenen-, als auch den KJP-Bereich belegt werden konnte, existieren bislang wenig differenzierte Erkenntnisse über Faktoren, die den Aufbau einer Therapeutischen Allianz in der Patient-Eltern-Therapeuten-Triade begünstigen oder erschweren. Ein Defizit besteht insbesondere im Bereich elterlicher Einflussfaktoren sowie globaler Analysen unter Einbeziehung verschiedener Beurteilerperspektiven. Ziel der vorliegenden Forschungsarbeit ist aufgrund dessen die Erfassung von Einflussfaktoren auf Kind-, Eltern- und Therapeutenseite auf die Therapeutische Allianz. 2. Methoden N = 40 Patient-Eltern-Therapeuten-Triaden mit Kindern und Jugendlichen im Alter von 10;11 bis 17;11 Jahren, die sich im Zeitraum Oktober 2019 bis Oktober 2020 im (teil-) stationären Setting der Kinder- und Jugendabteilung für Psychische Gesundheit des Universitätsklinikums Erlangen befanden, nahmen an der vorliegenden Studie teil. Erhoben wurden auf Kindseite die Symptomcharakteristik im Elternurteil (CBCL/6-18R, Döpfner et al., 2014) sowie das Elternbild aus Kindsicht (EBF-KJ, Titze & Lehmkuhl, 2010), auf Elternseite die Elterliche Belastung im Selbsturteil (EBI, Tröster, 2011) und auf Therapeutenseite die Belastungen und Ressourcen im Selbsturteil (Skala zu subjektiv erlebten berufsspezifischen Belastungen / Ressourcenskala, Schröder & Reis, 2015). Die Therapeutische Allianz wurde im Multi-Informant-Ansatz aus drei Beurteilerperspektiven - Kind, Elternteil, Therapeut - erfasst (BeKi, Kinnen et al., 2011). Es wurde zunächst die Beurteilerübereinstimmung hinsichtlich der Therapeutischen Allianz in der Patient-Eltern-Therapeuten-Triade mittels confounder-kontrollierter Partialkorrelationen überprüft. Im Anschluss wurden jene Prädiktoren, welche sich in korrelativen Vorabanalysen als relevant erwiesen, in multiplen linearen Regressionsmodellen auf ihren Vorhersagewert hinsichtlich der Therapeutischen Allianz überprüft. Hierbei wurde die Therapeut-Kind-Allianz (aus Therapeuten- und Kindsicht) sowie die Therapeut-Eltern-Allianz (aus Therapeuten- und Elternsicht) differenziert betrachtet. 3. Ergebnisse Die Therapeut-Eltern-Allianz aus Elternsicht und die Therapeut-Kind-Allianz aus Kindsicht hingen signifikant positiv zusammen. In den Prädiktionsmodellen zeigte sich, dass für die Therapeut-Kind-Allianz aus Kindsicht, wie auch die Therapeut-Eltern-Allianz aus Elternsicht die konfundierende Variable der Therapeutischen Berufserfahrung als statistisch bedeutsamer Prädiktor fungierte (positiver Zusammenhang). Zur Vorhersage der Therapeut-Eltern-Allianz aus Therapeutensicht trugen die konfundierende Variable des Elternalters sowie das Ausmaß der Externalisierenden Symptome des Kindes (tendenziell) bedeutsam bei (negativer Zusammenhang). Für die Therapeut-Kind-Allianz aus Therapeutensicht konnten keine statistisch relevanten Prädiktoren identifiziert werden. 4. Schlussfolgerungen In vorliegender Forschungsarbeit zeigten sich die Berufserfahrung des Therapeuten - möglicherweise durch dessen Alter moderiert -, das Alter der Hauptbezugsperson sowie die Externalisierende Symptomatik des Kindes als (tendenziell) bedeutsam für die Therapeutische Allianz in der Patient-Eltern-Therapeuten-Triade. Die Einschätzung der Beziehung zum Therapeuten von Kind und Elternteil war nicht unabhängig voneinander. Folglich sollte erwogen werden, was unerfahrenen, jüngeren Therapeuten den Aufbau einer Therapeutischen Allianz zu Kindern, Jugendlichen und deren Hauptbezugspersonen erleichtern könnte - vor allem, wenn betreffende Eltern einem älteren Jahrgang angehören und / oder ihre Kinder eine stark externalisierende Symptomatik aufweisen. Ansätze des Therapeuten würden sich voraussichtlich auf beide Parteien auswirken. Zudem erscheinen weitere, groß angelegte Studien mit einem umfassenden Profil an möglichen Confoundern und Prädiktoren zum weiteren Erkenntnisgewinn bezüglich der komplexen Zusammenhänge der Therapeutischen Allianz im KJP-Setting indiziert.
... Based on the data obtained in our interview study with the final sample of 244 (former) psychotherapy patients, we found a relatively positive evaluation of the therapeutic relationship using the HAQ, 22 which was comparable to that found by other studies. The reports of our sample were generally positive regarding the quality of the working alliance and trust in the therapeutic relationship. ...
Article
Full-text available
Background Negative or adverse effects of psychological treatments are increasingly a focus of psychotherapy research. Yet, we still know little about the prevalence of these effects. Aims Starting from a representative national sample, the prevalence of negative effects and malpractice was determined in a subsample of individuals reporting psychotherapy currently or during the past 6 years. Method Out of an initial representative sample of 5562 individuals, 244 were determined to have had psychotherapy within the past 6 years. Besides answering questions related to treatment, its effects and the therapists, patients filled out the Negative Effects Questionnaire, items of the Inventory of Negative Effects of Psychotherapy reflecting malpractice and the Helping Alliance Questionnaire, and rated psychotherapeutic changes in different areas. Results Rates of positive changes related to therapy varied between 26.6% (relationship to parents) and 67.7% (improvement in depressed mood). Deteriorations were most commonly related to physical well-being (13.1%), ability to work (13.1%) and vitality (11.1%). Although patients generally reported a positive helping alliance, many of them reported high rates of negative effects (though not always linked to treatment). This was especially true of the experience of unpleasant memories (57.8%), unpleasant feelings (30.3%) and a lack of understanding of the treatment/therapist (19.3/18.4%). Indicators of malpractice were less common, with the exception that 16.8% felt violated by statements of their therapist. Conclusions This study helps to better estimate aspects of negative effects in psychotherapy ranging from deteriorations, specific effects and issues of malpractice that should be replicated and specified in future studies.
... Ergänzt wurde das Inventar durch den Helping Alliance Questionnaire (HAQ, Bassler, Potratz, & Krauthauser, 1995) zur Erfassung der therapeutischen Arbeitsbeziehung und den ZUF-8 (Schmidt, Lamprecht, & Wittmann, 1989) Kordy & Gallas, 2007, p.986) Die Validität des Auffälligkeitssignals, das durch a priori festgelegte Kriterien bestimmt wird, wurde anhand von Katamnese-Erhebungen überprüft. In einer Stichprobe von 307 Patienten erwies sich der Gesundheitszustand von bei Entlassung als "positiv" beurteilten Patienten auch bei der 6-Monats-Katamnese als sehr verbessert, während sich die Werte für Patienten, die bei Entlassung als "auffällig" klassifizierten worden waren, bis zur Katamnese sogar weiter verschlechtert hatten (Kordy & Hannöver, 1998). ...
Thesis
Im Rahmen des patientenzentrierten Forschungsansatzes wurden Monitoringsysteme entwickelt, die die Beeinträchtigung und den Symptomverlauf von Patienten durch psychometrische Instrumente im Therapieverlauf erfassen und an die Behandler zurückmelden. Während die ersten Studien überzeugende Effekte dieses Verlaufsfeedbacks, -insbesondere für Patienten mit initial ungünstigem Behandlungsverlauf-, berichteten, werden die empirischen Befunde mittlerweile zurückhaltender beurteilt. Für das hiesige Versorgungssystem liegen nur wenige Studien mit heterogenen Ergebnissen vor. Eine systematische Untersuchung der Effektivität von Feedbackinhalten, die sich neben der Symptomatik auch auf Prozessmaße wie die therapeutische Beziehung beziehen, steht noch aus. In dieser Studie wurden die Praktikabilität, Akzeptanz und Effektivität symptombezogener Rückmeldungen im frühen Behandlungsverlauf sowie mögliche differenzielle Effekte einer zusätzlichen Rückmeldung der therapeutischen Beziehung untersucht. In einem cluster-randomisierten Design wurden 21 Therapeuten einer Fachklinik für Psychiatrie und Psychotherapie einer von drei Untersuchungsgruppen (G1, G2, G3) zugeteilt: G1: symptombezogenes Verlaufsfeedback 6 Wochen nach Aufnahme, G2: symptombezogenes Verlaufsfeedback bei Aufnahme, 2 Wochen und 6 Wochen nach Aufnahme, G3: prozess- und symptombezogenes Verlaufsfeedback bei Aufnahme, 2 Wochen und 6 Wochen nach Aufnahme. Das symptombezogene Feedback basierte auf der Symptom-Checkliste (SCL-90-R) und dem Inventar Interpersoneller Probleme (IIP-C), das Prozessfeedback auf der Beziehungsskala des Helping Alliance Questionnaire (HAQ). Daten von 537 Patienten (Intent-to-treat-Stichprobe) wurden mittels gemischter linearer Modelle und gemischter logistischer Regressionsmodelle analysiert. Der Globale Schwereindex GSI, die reliable Veränderung des GSI („Reliable Change Index“) und das nach dem Stuttgart-Heidelberger Modell der Qualitätssicherung bestimmte Auffälligkeitssignal wurden als Outcome-Maße verwendet. Die Praktikabilität des computergestützten Monitoring- und Feedbacksystems erwies sich als sehr gut. Die Behandler zeigten eine hohe Adhärenz bezüglich der Intervention, beurteilten die inhaltliche Relevanz des Feedbacks und dessen Nutzen jedoch als eher gering. Therapeuten, die zusätzlich Feedback über die therapeutische Beziehung erhalten hatten (G3), beurteilten die Rückmeldungen positiver als Therapeuten der Gruppen G1 und G2. Signifikante Gruppenunterschiede für Patienten mit einem frühen auffälligen Verlauf waren auf zwei der drei Outcome-Maße (GSI bei Entlassung, Auffälligkeitssignal) festzustellen. In Einzelvergleichen zeigte sich, dass initial auffällige Patienten in G2 einen niedrigeren GSI-Wert bei Entlassung und ein geringeres Risiko für einen auffälligen Gesamtverlauf aufwiesen als initial auffällige Patienten in G1. Entgegen der Hypothese zeigte sich kein signifikanter Unterschied bezüglich der Outcome-Maße zwischen initial auffälligen Patienten der Gruppen G3 und G1. Das zusätzliche Feedback im frühen Behandlungsverlauf (G2, G3) hatte keinen Effekt bezüglich einer Steigerung der Effizienz: In allen drei Gruppen wurden Patienten mit einem frühen auffälligen Verlauf etwas länger und Patienten, deren GSI bei der ersten Zwischenerhebung im Normbereich lag, etwas kürzer behandelt. Das zusätzliche Prozessfeedback in G3 hatte weder einen Effekt auf die Werte der HAQ-Beziehungsskala bei Entlassung noch auf die reliable Veränderung der therapeutischen Beziehung. Symptombezogenes Feedback im frühen Therapieverlauf erhöht bei Patienten mit einem initial auffälligen Verlauf die Wahrscheinlichkeit für ein positives Therapie-Outcome. Da sich der Effekt bei lediglich zwei zusätzlichen Rückmeldungen zeigte, kann Verlaufsfeedback auch empfohlen werden, wenn keine sehr engmaschigen Erhebungen möglich sind. Als Wirkfaktor wird das Alarmsignal, das die Bewertung „auffälliger Verlauf“ erzeugt, angenommen. Die mit durchschnittlich 97 Tagen sehr lange Behandlungsdauer bei gleichzeitig begrenzter Flexibilität des stationären Settings werden als Gründe angenommen, warum das zusätzliche Verlaufsfeedback in G2 und G3 nicht zu einer höheren Effizienz i.S. einer stärkeren Orientierung der Behandlungsdauer an Symptomschwere und Gesundungsverlauf geführt hat, wie dies für Settings mit sehr kurzen Behandlungsdauern berichtet wurde. In der vorliegenden Studie hatte die zusätzliche Rückmeldung der therapeutischen Beziehung weder positive Effekte auf Prozess- noch auf Symptommaße. Um eindeutige Empfehlungen zu geben, sollte die empirische Basis bezüglich der Effekte prozessorientierter Verlaufsrückmeldungen erweitert werden.
Article
Full-text available
It is well‐established that there is a fundamental need to develop a robust therapeutic alliance to achieve positive outcomes in psychotherapy. However, little is known as to how this applies to psychotherapies which reduce suicidal experiences. The current narrative review summarizes the literature which investigates the relationship between the therapeutic alliance in psychotherapy and a range of suicidal experiences prior to, during and following psychotherapy. Systematic searches of MEDLINE, PsycINFO, Web of Science, EMBASE and British Nursing Index were conducted. The search returned 6,472 studies of which 19 studies were eligible for the present review. Findings failed to demonstrate a clear link between suicidal experiences prior to or during psychotherapy and the subsequent development and maintenance of the therapeutic alliance during psychotherapy. However, a robust therapeutic alliance reported early on in psychotherapy was related to a subsequent reduction in suicidal ideation and attempts. Study heterogeneity, varied sample sizes and inconsistent reporting may limit the generalisability of review findings. Several recommendations are made for future psychotherapy research studies. Training and supervision of therapists should not only highlight the importance of developing and maintaining the therapeutic alliance in psychotherapy when working with people with suicidal experiences, but also attune to client perceptions of relationships and concerns about discussing suicidal experiences during therapy.
Chapter
Für eine professionelle und auf wissenschaftlicher Grundlage beruhende Behandlung ist die auf theoretischen Modellen aufbauende und methodisch geprüfte Diagnostik unbedingte Voraussetzung. Das Kapitel stellt inhaltliche und methodische Grundlagen der klinisch-psychologischen Diagnostik dar, die unbedingte Voraussetzungen für die professionelle Psychotherapie psychischer Störungen darstellt. Eine zentrale Rolle spielen dabei die Gesprächsführung und die Modelle der Problem- und Verhaltensanalyse, die kategoriale, klassifikatorische Diagnostik psychischer Störungen sowie die dimensionale Diagnostik zum Erfassen des Ausprägungsgrads psychischer Probleme und Symptome. Die Grundzüge und Grundprinzipien der Eingangs- und Verlaufsdiagnostik sowie der Beurteilung des Therapieerfolgs werden als zentrale Aufgaben der klinisch-psychologischen Diagnostik dargestellt. Zudem wird exemplarisch auf spezifische diagnostische Ansätze und Verfahren einzelner psychotherapeutischer Verfahren eingegangen.
Article
Full-text available
Background: Many authors regard counseling self-efficacy (CSE) as important in therapist development and training. The purpose of this study was to examine the factor structure, reliability, and validity of the German version of the Counselor Activity Self-Efficacy Scales-Revised (CASES-R). Method: The sample consisted of 670 German psychotherapy trainees, who completed an online survey. We examined the factor structure by applying exploratory and confirmatory factor analysis to the instrument as a whole. Results: A bifactor-exploratory structural equation modeling model with one general and five specific factors provided the best fit to the data. Omega hierarchical coefficients indicated optimal reliability for the general factor, acceptable reliability for the Action Skills-Revised (AS-R) factor, and insufficient estimates for the remaining factors. The CASES-R scales yielded significant correlations with related measures, but also with therapeutic orientations. Conclusion: We found support for the reliability and validity of the German CASES-R. However, the subdomains (except AS-R) should be interpreted with caution, and we do not recommend the CASES-R for comparisons between psychotherapeutic orientations.
Article
Die Wiedereingliederung ins Erwerbsleben stellt für arbeitslose, alkoholabhängige Rehabilitandinnen nach einer Entwöhnungsbehandlung eine besondere Herausforderung dar. Je weiter die Versicherten vom Arbeitsleben entfernt sind, desto schwieriger gestaltet sich die Wiedereingliederung. Welchen Einfluss hat die Arbeitslosigkeit eines Versicherten bei Aufnahme der Entwöhnungsbehandlung auf die Erwerbstätigkeit vier Jahre nach der Entwöhnungsbehandlung und wie unterscheiden sich hinsichtlich der Aufnahme einer sozialversicherungspflichtigen Tätigkeit erfolgreiche arbeitslose und nicht erfolgreiche arbeitslose Patientinnen nach der stationären Entwöhnungsbehandlung? In die Untersuchung wurden 661 Versicherte der DRV Braunschweig-Hannover einbezogen, die sich im Jahr 2015 einer stationären Entwöhnungsbehandlung wegen einer Alkoholabhängigkeit unterzogen haben. Für den Vergleich bei Aufnahme arbeitsloser und nicht arbeitsloser Patienten wurden Daten aus dem Versicherungskonto, insbesondere die Beitragszeiten aus versicherungspflichtiger Beschäftigung aus dem Jahr vor und den Jahren nach der Entwöhnungsbehandlung, Daten aus dem Entlassungsbericht sowie das Antragsverhalten einbezogen. Es wurden chi2-, t-Tests berechnet. Zur Vorhersage der Erwerbstätigkeit vier Jahre nach Entlassung wurde eine Regressionsanalyse durchgeführt. Die Nachhaltigkeit der beruflichen Reintegration vier Jahre nach Entlassung war von der Nähe zum Arbeitsmarkt vor der Entwöhnungsbehandlung abhängig. Ebenso entscheidend war, dass die berufliche Wiedereingliederung innerhalb des ersten Jahres gelang. Arbeitslose Frauen waren hinsichtlich der beruflichen Wiedereingliederung weniger erfolgreich. In der Nachbetreuung arbeitsloser Alkoholabhängiger muss die Stabilität der Wiedereingliederung vor dem Hintergrund der Abhängigkeitserkrankung und der Persönlichkeit des Patienten länger unterstützt werden.
Article
Reviewed 166 studies of predictions of outcome of individual psychotherapy with adult patients. Predictors are classed as patient, therapist, or treatment factors; the number of predictors which were significant vs. nonsignificant are tallied. By far, the largest number deals with patient factors relatively few with therapist or treatment. Those patient factors which were most often significantly associated with improvement are (a) psychological health or adequacy of personality functioning, (b) absence of schizoid trends, (c) motivation, (d) intelligence, (e) anxiety, (f) educational and social assets, and (g) experiencing (rated from early sessions). Therapist factors are (a) experience, (b) attitude and interest patterns, (c) empathy, and (d) similarity of patient and therapist. Treatment factors revealed 1 main trend: the number of sessions. Methodologies are evaluated, and it is suggested that the main predictors be cross-validated. (7 p. ref.) (PsycINFO Database Record (c) 2012 APA, all rights reserved)
Article
describe and analyze the Penn Helping Alliance Scales, which represent the first attempt in psychotherapy research to quantify the concept of the helping alliance by a method applied directly to the therapy session the following areas will be addressed: (1) description and technical details; (2) application of the scales to two data segments which highlight its strengths; (3) discussion of the origins and the process of development of the scales; (4) the similarities and differences of these scales with other existing measures of the helping alliance treatment modalities, therapy orientations / judges: level of clinical sophistication and training / reliability of methods / validity / correlations of helping alliance with helping measures Penn Helping Alliance rating method . . . manual / Penn therapist facilitating behaviors' rating method manual / Penn Helping Alliance questionnaire method / Penn therapist facilitating behavior's questionnaire method (PsycINFO Database Record (c) 2012 APA, all rights reserved)
Article
This study examined the relatively unexplored contribution of the therapist's performance in determining outcomes of treatment. Nine therapists were studied: three performed supportive-expressive psychotherapy; three, cognitive-behavioral psychotherapy; and three, drug counseling. Profound differences were discovered in the therapists' success with the patients in their case loads. Four potential determinants of these differences were explored: patient factors; therapist factors; patient-therapist relationship factors; and therapy factors. Results showed that patient characteristics within each case load (after random assignments) were similar and disclosed no differences that would have explained the differences in success; therapist's personal qualities were correlated with outcomes but not significantly (mean r = .32); an early-in-treatment measure of the patient-therapist relationship, the Helping Alliance Questionnaire, yielded significant correlations with outcomes (mean r = .65); among the therapy techniques, "purity" provided significant correlations with outcomes (mean r = .44), both across therapists and within each therapist's case load. The three therapist-related factors were moderately associated with each other.
Article
Our study of predictability of outcomes of psychotherapy used predictions of two kinds: (1) direct predictions by patients, therapists, and clinical observers; and (2) predictive measures derived from the same sources. Seventy-three nonpsychotic patients were treated in psychoanalytically oriented psychotherapy (mean, 44 sessions). Two thirds of the therapists were residents in psychiatry; one third were more experienced. The two main composite outcome measures, measured at termination, were Raw Gain (residualized) and Rated Benefits, which intercorrelated at .76. Most patients improved and showed a considerable range of benefits. The clinical observers' direct predictions of Rated Benefits were highest (.27, P less than 905). The success of the predictive measures were generally insignificant, and the best of them were in the .2 to .3 range meaning that only 5% to 10% of the outcome variance was predicted. The Prognostic Index Interview variables did the best (eg, emotional freedom composite, .30; a crossvalidation for 30 patients was .39 (P less than .05). Neither the therapist measures nor the early psychotherapy session measures predicted significantly. Reanalysis of the similar Chicago Counseling Center study, in our terms, showed a similar low level of prediction success, eg, adequacy of functioning, marital status match, and length of treatment predicted significantly in both studies.
Stationäre psychoanalytische Psychotherapie als eigenständige Behandlungsform
  • A J Arfsten
  • S O Hoffmann
Arfsten AJ, Hoffmann SO (1978) Stationäre psychoanalytische Psychotherapie als eigenständige Behandlungsform. Prax Psychother Psychosom 23: 233-245
Ein Test für Individual-und Gruppendiagnostik
  • D Beckmann
  • E Brähler
  • H-E Richter
Beckmann D, Brähler E, Richter H-E (1983) Der Gießen Test (GT). Ein Test für Individual-und Gruppendiagnostik. Handbuch. Huber, Bern
Huber, Bern Crano WD, Mellon PhM (1978) Causal influence of teachers' expectations on childrens' academic performance: A cross-lagged panel analysis
  • E Brähler
  • J W Scheer
Brähler E, Scheer JW (1983) Der Gießener Beschwerdebogen (GBB). Huber, Bern Crano WD, Mellon PhM (1978) Causal influence of teachers' expectations on childrens' academic performance: A cross-lagged panel analysis. Educational Psychol 71: 226-232
Integrative analytischpsychotherapeutische Krankenhausbehandlung
  • P L Janssen
Janssen PL (1985) Integrative analytischpsychotherapeutische Krankenhausbehandlung. Forum Psycho anal l: 293-307