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Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 1
Validierung des „Perceived Stress Questionnaire“ (PSQ) an einer
deutschen Stichprobe
Validation of the “Perceived Stress Questionnaire” (PSQ) in a
German cohort
Herbert Fliege, Matthias Rose, Petra Arck, Susan Levenstein* &
Burghard F. Klapp
Korrespondenzadresse:
Dr. rer. nat. Herbert Fliege
Medizinische Klinik mit
Schwerpunkt Psychosomatik
Charité, Humboldt-Universität zu Berlin
Augustenburger Platz 1
13353 Berlin
Tel. 030/450-53 097
Fax. 030/450-53 900
e-mail: herbert.fliege@charite.de
* Gastroenterologia Department
Ospedale Nuovo Regina Margherita
Roma
Italia
Schlüsselwörter
Belastungserleben, Streßmessung, Instrumentenvalidierung,
Immunologie, psychosomatische Störungen
Key words
perceived stress, stress assessment, measurement validation,
immunology, psychosomatic disorders
Umfang
30 Seiten + 3 Seiten zur Anforderung bei den Autoren
Zusammenfassung: 192 Wörter
Abstract: 206 Wörter
Text allein: 3.577 Wörter/ 19 Seiten
Literaturstellen: 37
Tabellen: 6
Abbildungen: 0
Anmerkung
Die Arbeit ist finanziell durch die universitäre
Forschungsförderung der Charité (UFF Nr. 99-648 und 99-652)
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 2
unterstützt und wurde von der Ethik-Kommission der Charité
befürwortet (Nr. 209/98 und 107/99).
Zusammenfassung
Der „Perceived Stress Questionnaire“ (PSQ) von Levenstein et al.
(1993), ein Instrument zur Erfassung der aktuellen subjektiv
erlebten Belastung, wurde in einer deutschen Fassung an N=650
Probanden teststatistisch überprüft (n=249 stationär
psychosomatische Patienten, n=81 Frauen nach Fehlgeburt, n=74
Frauen nach komplikationsloser Entbindung, n=246
Medizinstudierende). Faktorenanalytisch finden sich – abweichend
vom Original – 4 Faktoren (Sorgen, Anspannung, Freude,
Anforderungen), die sich in 4 Skalen mit je fünf Items überführen
lassen, mit internen Konsistenzwerten zwischen Cronbachs
Alpha=.87 und =.79. Der ursprüngliche Umfang wurde von 30 auf 20
Items reduziert. Interkorrelationsmuster und Gruppendifferenzen
legen nahe, daß die ersten drei Skalen die interne Streßreaktion
des Individuums abbilden, während die Skala „Anforderungen“ die
Wahrnehmung äußerer Stressoren fokussiert. Für die
Konstruktvalidität sprechen Zusammenhangsmuster mit Merkmalen der
subjektiven Lebensqualität (erfaßt mit dem WHOQOL-Bref,
Angermeyer et al., 1999)und der sozialen Unterstützung (F-SOZU,
Sommer & Fydrich, 1991). Die externe Validität wird belegt durch
signifikant voneinander abweichende Streßscores für
psychosomatische Patienten vor Therapie, Frauen nach einer
Fehlgeburt und Frauen nach komplikationsloser Entbindung. Zudem
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finden sich zum Teil – für Schwangerschaftskomplikationen
relevante – immunologische Imbalancen bei Frauen nach Fehlgeburt,
wenn diese einen höheren Streßwert aufweisen. Abnehmende
Streßwerte im Verlauf stationärer Psychotherapie sind ein Beleg
für die Änderungssensitivität.
Abstract
The „Perceived Stress Questionnaire (PSQ)“ (Levenstein et al.,
1993), an instrument to assess subjectively experienced stress,
was translated into German and statistically validated using the
data of N=650 subjects (n=249 psychosomatic inpatients, n=81
females suffering from miscarriage, n=74 females after regular
delivery, and n=246 medical students). Factor analyses yielded 4
factors (worries, tension, joy, demands) with five items each,
thereby differing from the original. The original size was
reduced from 30 to 20 items. Internal consistency varied between
Cronbach’s alpha=.80 and .86. Intercorrelational patterns and
group differences suggest that the first 3 scales represent
perceived internal stress reactions of the individual, whereas
the scale “demands” focuses on the perception of external
stressors. Construct validity is substantiated by the pattern of
covariations with quality of life (measured by WHOQOL-Bref,
Angermeyer et al., 1999) and social support variables (F-SOZU,
Sommer & Fydrich, 1991). External validity is demonstrated by
stress scores differing significantly between psychosomatic
inpatients before treatment, women after miscarriage and women
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after regular delivery. Moreover, a higher level of immunological
imbalance (supposedly linked to pregnancy loss) is found in those
women after abortion who had a higher stress score. Sensitivity
to change was demonstrated by a decrease in stress scores in the
course of inpatient psychotherapeutic treatment.
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Von den frühen Arbeiten zum Adaptationssyndrom (Selye, 1936) bis
zur Lebensereignisforschung zieht sich ein zentraler
Modellstrang, dem zufolge „Streß“ als eine Reaktion des
Organismus auf gewissermaßen objektive äußere Stressoren
konzeptualisiert wird. Versuche, solche Stressoren auch
erhebungsmethodisch zu objektivieren, richteten sich zunächst auf
die Messung physikalischer Einwirkungen auf den Organismus (Lärm,
Licht, etc.), später auch auf die Enge des sozialen Lebensraumes.
Psychodiagnostisch dominierend sind Versuche, objektive
Stressoren über die möglichst konkrete Operationalisierung von
kritischen Lebensereignissen (Holmes & Rahe, 1980; Maier-Diewald
et al., 1983) und von alltäglichen, geringfügigen Belastungen und
Ärgernissen zu erheben (daily hassles, Quast, Jerusalem &
Faulhaber, 1986; Schmidt-Atzert, 1989). Ein häufiges
epidemiologisch relevantes Anliegen war dabei, nachzuweisen, daß
bestimmte Stressoren pathogenetisch für bestimmte
Erkrankungseinheiten, wie Bluthochdruck, koronare Herzerkrankung
oder Ulcera ventriculi et duodeni sind. Die Weiterentwicklung des
Streßkonzeptes im gesundheitspsychologischen Zusammenhang war
beeinflußt durch die Arbeiten zum Typ-A-Verhaltensmuster
(Friedman & Rosenman, 1974), zur kognitiven Belastungs- und
Bewältigungseinschätzung (Lazarus, 1966), zu
Kontrollüberzeugungen (Rotter, 1966),
Selbstwirksamkeitserwartungen (Bandura, 1977) und durch viele
weitere. In diesem Zuge wurde also der subjektiven Wahrnehmung,
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Bewertung und Weiterverarbeitung von Stressoren durch das
Individuum vermehrt Rechnung getragen und zugleich die
Objektivierbarkeit und Allgemeingültigkeit äußerer Stressoren
grundlegend in Frage gestellt.
Unterschiedliche Streßkonzepte spiegeln sich auch in der
Instrumentenentwicklung wider. Für den deutschen Sprachraum
liegen mittlerweile vielfältige Erhebungsverfahren zur
Streßthematik vor. Einige sind von dem epidemiologischen Zugang
geprägt, Risikofaktoren für Erkrankungen zu ermitteln, etwa in
Form von (maladaptiven) Ernährungsgewohnheiten, Bewegungsmustern
oder Verhaltensweisen im Umgang mit Zeitdruck, Leistung und
Wettbewerb (Biener, 1988; Lotz, 1984; Kliem, 1992). Weitere
Instrumente sollen Ausmaß oder Qualität erlebter Belastung in
spezifischen Kontexten (zum Beispiel am Arbeitsplatz: Borcherding
et al., 1984; Dunckel & Semmer, 1987; Udris, 1980; Weyer, Hodapp
& Neuhäuser, 1980; in der Schule: Lotz, 1984) oder bei
spezifischen Personengruppen (Lehrer: Lasogga, 1987;
Klinikpersonal: Ullrich, 1987; Hausfrauen: Hodapp & Weyer, 1980)
ermitteln. Während Verfahren existieren, die auf allgemeine
Bewältigungsmuster im Umgang mit Belastung (Janke, Erdmann &
Boucsein, 1985; Kallus, 1995; Reicherts & Perrez, 1993) oder auf
Copingstrategien im Umgang mit spezifischen Belastungen (Klauer &
Filipp, 1993) fokussieren, werden die Konstrukte
Belastungsursache, Bewältigung und Ergebnis der Bewältigung in
anderen Verfahren vermengt (Lotz, 1984). Ein kürzlich von Schulz
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und Schlotz (1999) publiziertes und validiertes Verfahren, das
ebenfalls das Streßerleben der Person in den Mittelpunkt rückt,
richtet das Augenmerk speziell auf die Häufigkeit retrospektiv
erfragter Streßerfahrungen, da „chronischem Streß“ klassischen
Modellvorstellungen und deren empirischen Überprüfungen zufolge
(z.B. Vulnerabilitäts-Streß-Modell) eindeutiger pathogenetische
Wirkung zugeschrieben werden kann als vorübergehender Belastung.
Levenstein et al. (1993) legten für den anglo-amerikanischen (und
den italienischen) Sprachraum ein Instrument vor, mit dem das
Ausmaß der subjektiv wahrgenommenen und erlebten aktuellen
Belastung erfaßt werden soll. Dabei soll abgehoben werden von a
priori definierten, quasi „objektiven“ Stressoren im Sinne von
kritischen Lebensereignissen oder konkreten Alltagsärgernissen
(daily hassles), aber auch von Verhaltensweisen, die per
definitionem Krankheitsrisiken bergen (Rauchen, Bewegungsmangel
etc.). Insbesondere frühere Skalen zu Alltagsbelastungen
erschienen den Autoren durch ihre konkreten und umfangreichen
Ereignislisten als zu spezifisch, kultur- und kontextabhängig und
damit in ihrer Aussagekraft begrenzt.
Erfaßt werden sollte dagegen das Ausmaß aktuell wahrgenommener
Belastungsfaktoren und das Erleben der eigenen Belastetheit auf
der kognitiven und emotionalen Ebene. Der Begriff „Belastetheit“
soll lediglich verdeutlichen, daß damit nicht die Quelle der
Belastung, sondern die Reaktion darauf gemeint ist. „Belastung“
ist, wie „Streß“, in dieser Hinsicht mehrdeutig.
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Die inhaltlichen Kriterien für die Konstruktion des Fragebogens
waren:
(1) Streß wird als subjektives Belastungserleben erfaßt. Daher
orientieren sich die Itemformulierungen so weit wie möglich
an der Perspektive der Wahrnehmung und Bewertung durch die
Person (z.B. „Sie fühlen sich ...“).
(2) Belastungsfaktoren und subjektive Belastetheit sollten so
weit wie möglich als übergeordnete Klassen erfaßt werden.
Person- und situationsspezifische Formulierungen (wie z.B.
eindeutig berufsbezogene Items) wurden vermieden. Dies setzt
ein gewisses Maß an Abstraktionsfähigkeit der Probanden
voraus.
(3) Um den Erhebungsgegenstand konzeptionell so weit wie möglich
gegen Bewältigungsbemühungen abzugrenzen, sollte lediglich
das Belastungserleben und nicht der konkrete Umgang mit der
Belastung erfragt werden. Das Belastungserleben wird
unabhängig davon erfaßt, an welcher Stelle in einem möglichen
Bewältigungsprozeß die Person sich zu dem Zeitpunkt befindet.
(4) Erhoben werden Selbsteinschätzungen der Person, damit wird
lediglich der bewußte Anteil des Belastungserlebens erfaßt.
Levenstein et al. (1994) setzten das in englischen und
italienischen Fassungen validierte Instrument an
gastroenterologischen Patienten ein. Dabei wurde über ein
komplexes längsschnittliches Design in der Messung des
Belastungserlebens und der Krankheitsparameter erstmalig der
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Nachweis erbracht, daß erlebter Streß spezifische
Zusammenhangsmuster mit der entzündlichen Aktivität einer Colitis
ulcerosa aufweist, und zwar mit einer gut eingrenzbaren
zeitlichen Verzögerung des Auftretens. Wie die Autoren darlegen,
war ein ähnlicher Nachweis mit der Verwendung von Life-Event-
oder Daily-Hassles-Skalen bis dato gescheitert. Sie schlagen das
Instrument daher für Untersuchungen von Zusammenhängen zwischen
Streßerleben und Krankheitsentwicklung vor.
Während die Zentralstelle für Psychologische Information und
Dokumentation ZPID in der Test-Datenbank PSYTKom im August 2000
etwa 50 deutschsprachige Copingskalen und 15 Lebensereignisskalen
ausweist (http://www.zpid.de), ist uns ein Instrument, das – bei
geringem Umfang – auf das Ausmaß des aktuellen Belastungserlebens
abzielt, für den deutschen Sprachraum nicht bekannt. Das einzige
vorliegende Instrument, die Fragebogenskalen zur Erfassung der
subjektiven Belastung (FESB)von Weyer und Hodapp (1975),
erscheint in mehrfacher Hinsicht problematisch: erstens aufgrund
seines hohen Umfangs von 104 Items, zweitens aufgrund
uneindeutiger Adressaten, die in einigen Items berufstätige
Personen, in anderen Hausfrauen, in weiteren Items Personen mit
Kindern sind, und schließlich aufgrund der zeitlichen
Perspektive, die neben dem gegenwärtigen Erleben, mal den
Rückblick, mal Zukunftserwartungen einschließt. Der Fragebogen
ist später weiterentwickelt und dabei auf spezielle
Einsatzbereiche zugeschnitten worden (Hodapp & Weyer, 1980; Weyer
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et al., 1980). Das ökonomische und formal konsistente Trierer
Inventar zur Erfassung von chronischem Streß (TICS) von Schulz
und Schlotz (1999) fokussiert speziell chronischen Streß.
Um ein ökonomisches Forschungsinstrument verfügbar zu machen, das
für Erwachsene in möglichst verschiedenen Lebenskontexten
geeignet ist und welches auf das gegenwärtige Erleben fokussiert,
übertrugen wir den PSQ von Levenstein et al. (1993) ins Deutsche
und validierten ihn an verschiedenen klinischen und nicht-
klinischen Stichproben. Dabei wurde ein hohes Ausmaß an erlebter
Belastung für psychosomatische Patienten und für Frauen nach
einer Fehlgeburt erwartet. Ein vergleichsweise geringeres
Belastungserleben wurde für gesunde Probanden und für Frauen nach
einer komplikationslosen Entbindung erwartet. Die
Änderungssensitivität sollte über eine wiederholte Messung im
Verlauf stationärer psychosomatischer Behandlung überprüft
werden. Dies gründete in der Erwartung, daß durch
psychotherapeutische und körperorientierte Behandlungsmaßnahmen
die Belastungswahrnehmung differenzierter wird und durch die
gleichzeitige Förderung von Bewältigungskompetenz das
Belastungserleben abnimmt.
Methode
Erhebungsinstrumente
Der „Perceived Stress Questionnaire“ (PSQ) wurde – basierend auf
dem Modell der Klassischen Testtheorie – faktorenanalytisch
konstruiert. Er umfaßt 30 Items, die sieben Skalen zugeordnet
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sind (Harassment, Overload, Irritability, Lack of joy, Fatigue,
Worries, Tension).
Die Einschätzung erfolgt im Original auf einer Likert-Skala
zwischen den Polen „hardly ever“ (1) und „usually“ (4) (hier mit
den Stufen fast nie (1), manchmal (2), häufig (3) und meistens
(4)). Die mittleren Skalenrohwerte werden linear in Werte
zwischen 0 und 1 transformiert. Die ursprüngliche Validierung
erfolgte an ambulanten und stationären gastroenterologischen
Patienten und an Studenten.
Dieses Instrument wurde durch die Autoren ins Deutsche übersetzt
und durch einen muttersprachlichen Übersetzer ohne Kenntnis des
Originals zurückübersetzt. Über Abweichungen wurde abschließend
zwischen dem Übersetzer und den Autoren Konsens hergestellt.
Als Validierungsinstrumente wurden der WHOQOL-Bref (Angermeyer,
Kilian & Matschinger, 1999) und der Fragebogen zur sozialen
Unterstützung (F-SOZU, Sommer & Fydrich, 1991) eingesetzt, für
die jeweils Repräsentativerhebungen in der deutschen Bevölkerung
vorliegen (Angermeyer et al., 1999; Fydrich et al., 1999).
Lebensqualitätsparameter werden hier herangezogen, da sie auf
mehreren Erlebensebenen (psychische, physische, soziale und
umweltbezogene) abgefragt werden und damit Zusammenhangsprüfungen
zu unterschiedlichen Dimensionen des Streßerlebens erlauben (Rose
et al., 2000). Ein hohes Ausmaß an Streßerleben gemessen mit dem
PSQ sollte mit Einbußen der subjektiven Lebensqualität gemessen
mit dem WHOQOL-Bref einhergehen. Soziale Unterstützung wird
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insofern indirekt mit dem Konstrukt des Streßerlebens in
Zusammenhang gebracht, als ihr in verschiedenen Ansätzen eine
Pufferfunktion zugeschrieben wird, die zwischen Stressor und
Streßreaktion vermitteln soll (Thoits, 1982). Bei hoher
wahrgenommener sozialer Unterstützung wird daher ein geringeres
Ausmaß an Belastungserleben erwartet.
Zur Kriteriumsvalidität wurden an einer Teilstichprobe
immunologisch relevante Variablen erhoben, denen in der Literatur
eine erhöhte Streßreagibilität zugeschrieben wird (zum Überblick
s. Arck et al., in press). Hierzu wurde bei Frauen mit
Fehlgeburten Dezidualgewebe der Gebärmutter biopsiert und
immunohistochemisch untersucht. Ermittelt wurde das Vorkommen
immunkompetenter Zellen und Mediatoren. Im einzelnen waren dies
CD56+-NK-Zellen, CD8+- und CD3+-T-Zellen, Tryptase+-Mastzellen
(TMC+) und Tumornekrosefaktor-Alpha+-Zellen (TNF-α+). Diese
Variablen werden als relevant erachtet, da ihnen eine
Mittlerfunktion in der Auslösung einer – nicht anderweitig
somatisch erklärten – Fehlgeburt zugeschrieben wird (Arck et al.,
in press). Hier wird erwartet, daß ein stärkeres
Belastungserleben mit einem erhöhten Vorkommen dieser Zellen (im
Sinne einer immunologischen Imbalance) einhergeht.
Stichproben
Die Daten für die faktorenanalytische Auswertung wurden an
insgesamt N=650 Probanden erhoben. Die Stichprobe umfaßt n=249
psychosomatische Patienten mit mindestens einer Erkrankung nach
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ICD-10 F (Alter: M=38.9, sd=15.4, Range 17-79 Jahre), n=81
Patientinnen nach einer nicht organisch erklärten Fehlgeburt
(Alter: M=30.2, sd=7.7, Range 17-41 Jahre), n=74 Frauen nach
einer komplikationslosen Entbindung (Alter: M=30.2, sd=5.0, Range
19-43 Jahre) und n=246 Medizinstudierende im 4. bis 5. klinischen
Semester (Alter: M=24.6, sd=2.9, Range 20-41 Jahre). Die
Bearbeitung der Fragebögen erfolgte für die psychosomatischen
Patienten zur stationären Aufnahme, für die gynäkologischen
Patientinnen im Rahmen der ambulanten ärztlichen Routinenachsorge
circa vier bis sechs Wochen nach dem Ereignis und für die
Medizinstudierenden zu Beginn einer Lehrveranstaltung zu
psychosomatischen Forschungsmethoden. Die Patientengruppen
bearbeiteten sämtliche Instrumente, die Studierenden lediglich
den PSQ.
Zur Überprüfung der Änderungssensitivität des Streßfragebogens
wurden die psychosomatischen Patienten bei der Aufnahme und
wiederholt nach fünf Wochen stationärer Therapie untersucht.
Sämtliche Daten wurden am Campus Virchow-Klinikum der Charité
Berlin erhoben.
Ergebnisse
Exploratorische Faktorenanalysen. Die Hauptkomponentenanalyse mit
Varimax-Rotation der 30 Items (Daten der Gesamtstichprobe) ergab
eine Lösung, die von den sieben von Levenstein et al. (1993)
vorgeschlagenen Faktoren abweicht. Ein Eigenwert über 1 findet
sich für vier Faktoren, was durch den Knick in der Scree-Test-
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Kurve bestätigt wird. Auch bei einer „erzwungenen“
siebenfaktoriellen Lösung verteilen sich die Items anders als im
Original, was gegen eine Beibehaltung der ursprünglichen Lösung
spricht.
Die vierfaktorielle Lösung (Eigenwerteverlauf 12.5, 2.4, 1.5,
1.0, 0.9, 0.8, 0.8) zeigt eine Ladungsmatrix mit 28 eindeutig
ladenden Items, d.h. die den Faktor beschreibenden Items weisen
eine Ladung von a>.50 auf und der Anteil der Ladung eines Items
an seiner Kommunalität ist um mindestens 20% höher als der
Kommunalitätsanteil seiner nächst hohen Ladung auf einem weiteren
Faktor. Das Kaiser-Meyer-Olkin-Maß der Güte der
Korrelationsmatrix lag mit KMO=.96 im sehr guten Bereich. Der
hoch signifikante Wert im Bartlett-Sphärizitätstest weist die
Anwendung eines dimensionsreduzierenden Verfahrens wie der
Faktorenanalyse als gerechtfertigt aus. Die MSA-Werte (measure of
sampling adequacy) liegen über 0.80, so daß die Items als gut für
die Faktorenanalyse geeignet gelten können. Die beiden Items, die
auf keinem Faktor Ladungen über a=.50 aufwiesen (Item 03: „Sie
sind gereizt oder grantig“, Item 11: „Sie müssen zu viele
Entscheidungen treffen“), wurden ausgeschlossen. Die
Varianzaufklärung liegt insgesamt bei 58%, die Kommunalitäten der
Items liegen zwischen 0.50 und 0.71. Die nachfolgende Reduktion
der den Faktor markierenden Items erfolgte unter der Maßgabe, daß
alle Skalen mit einer Itemzahl von genau 5 gleichgewichtig
repräsentiert sein sollten. Beibehalten wurden jeweils die 5
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Items mit den höchsten Trennschärfewerten. Damit wurden aus
Faktor I sieben Items und aus Faktor II ein Item eliminiert. Die
Skalenzuordnung der Items, Faktorladungen und Itemkennwerte
finden sich in Tabelle 1a.
Inhaltlich repräsentieren die Skalen folgende globale Dimensionen
des Streßerlebens: Skala 1 vereint Items, die das
Belastungserleben in Form von Sorgen, Zukunftsängsten und
Frustrationsgefühlen abbilden („Sorgen“). Skala 2 beinhaltet
Erschöpfung, Unausgeglichenheit und das Fehlen körperlicher
Entspannung („Anspannung“). Skala 3 enthält ausschließlich Items
in positiver Formulierung, die sich als das Erleben von „Freude“
interpretieren lassen. Hohe Werte bedeuten daher – in bezug auf
diese Skala – ein hohes Ausmaß an Freude. In Skala 4
(„Anforderungen“) sind Items gruppiert, die die Wahrnehmung vor
allem externer Anforderungen, wie Zeitmangel, Termindruck oder
Aufgabenbelastung abbilden. Um Vergleichbarkeit zu
vorangegangenen Untersuchungen mit dem Instrument zu ermöglichen,
berechneten wir auch einen Summenscore (transformiert als Wert
zwischen 0 und 1), bestehend aus allen 20 Items. Die Werte der
Skala „Freude“ gehen ebenfalls in den Score mit ein, sie werden
allerdings zu diesem Zweck invertiert. Somit steht ein hoher
Gesamtscore für ein hohes Ausmaß an Streßerleben.
Wie zu erwarten korrelieren die Einzelskalen relativ hoch
miteinander (Tabelle 2), wobei die Skala „Anforderungen“, die
eher die Wahrnehmung externer Belastungsfaktoren beschreibt, die
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geringsten Zusammenhänge mit den weiteren Skalen aufweist, die
stärker auf die Wahrnehmung der internen kognitiv-emotionalen
Belastung abheben.
Die Konsistenz- und Split-Half-Reliabilitätskennwerte liegen für
alle Skalen in allen Stichproben im oberen Bereich (Tabelle 3).
Die Itemschwierigkeit variiert zwischen 0.32 und 0.57 um einen
leicht nach links verschobenen Mittelwert von 0.45.
Um zu überprüfen, inwieweit sich die faktorielle Struktur
replizieren läßt, wurde die Stichprobe in zwei zufällige
Teilstichproben à 325 Personen geteilt. Diese unterscheiden sich
im Chi-Quadrat-Test nicht in ihrer Zusammensetzung
(Patientengruppen, Studierende). Während sich die faktorielle
Struktur für die eine Zufallsstichprobe bei eindeutigen
Ladungsmustern exakt replizieren läßt (s. Tabelle 1b), zeigen
sich für die andere Zufallsstichprobe zwei Veränderungen: Item 01
(„Sie fühlen sich ausgeruht“) und Item 10 („Sie fühlen sich
ruhig“) laden nicht auf dem Faktor „Anspannung“, sondern auf dem
Faktor „Freude“. Zudem finden sich Mehrfachladungen für Item 16
(„Sie fühlen sich gehetzt“) (Faktor III und IV) und für Item 17
(„Sie fühlen sich sicher und geschützt“) (Faktor I und II).
Multi-sample-Analysen mit Hilfe linearer
Strukturgleichungsmodellierung (Programm AMOS) verweisen zudem
darauf, daß sich die faktorielle Struktur der Daten der
Gesamtstichprobe in den klinischen Substichproben nicht invariant
verhält. Dabei ist anzumerken, daß die Angaben der Frauen nach
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regulärer Geburt versus Fehlgeburt aufgrund der
Stichprobenumfänge nicht getrennt voneinander faktorenanalysiert
werden konnten. Der Faktor „Anspannung“ ließ sich in der
Stichprobe der Studierenden nicht replizieren. Der
varianzstärkste Faktor in dieser Gruppe ist die Skala
„Anforderungen“. Von der Gesamtstichprobe abweichende oder
uneindeutige Ladungsmuster finden sich je zwei mal für die Items
01, 02, 10 und 16. Übersichten über die jeweiligen Faktorladungen
können bei den Autoren angefordert werden.
Konvergente Validität: Wie Tabelle 2 zu entnehmen ist,
korrelieren die Skalen „Sorgen“ und „Anspannung“ hoch negativ,
„Freude“ hoch positiv mit der psychischen Dimension des WHO-
Lebensqualitätsfragebogens, die Skala „Anspannung“ korreliert
hoch negativ mit der körperlichen LQ-Dimension. Vergleichsweise
geringe Zusammenhänge finden sich dagegen zwischen den
wahrgenommenen externen „Anforderungen“ und den
Lebensqualitätswerten, insbesondere der globalen Lebensqualität.
Negative Zusammenhänge bestehen erwartungsgemäß zwischen dem
Streßerleben und dem Erleben sozialer Unterstützung.
Gruppenunterschiede: Unterschiede zwischen den Gruppen wurden in
einfaktoriellen Varianzanalysen mit Alter und Geschlecht als
Kovariaten ermittelt. Während das Alter in keiner der Analysen
signifikant zur Varianzaufklärung beiträgt, findet sich ein
signifikanter Geschlechtseffekt, demzufolge Frauen für die Skala
„Sorgen“ höhere Werte aufweisen als Männer (M=.39, sd=.26 vs.
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 18
M=.33 sd=.25 ; F=7.08, df=1/3/599; p=.008, η2=.012). Dies wirkt
sich auch im Gesamtscore aus, der für Frauen etwas höher ausfällt
als für Männer (M=.43, sd=.19 vs. M=.38 sd=.19 ; F=5.40,
df=1/3/599; p=.021, η2=.009). Die Gruppe psychosomatischer
Patienten anläßlich stationärer Aufnahme weist auf den ersten
drei Skalen die höchsten Streßwerte auf (Tabelle 4). Die
geringsten Werte geben die Frauen nach komplikationsloser
Entbindung an, gefolgt von den Medizinstudierenden. Die
Patientinnen nach Fehlgeburt nehmen im Streßerleben eine Position
zwischen psychosomatischen Patienten und Studierenden ein.
Zudem scheinen die Skalen gut zwischen Interozeption und der
Wahrnehmung äußerer Anforderungen zu unterscheiden. Während die
Gruppe der Studierenden zwar geringe Werte auf den Skalen angibt,
die eher für die interne Streßreaktion stehen, weisen sie für die
Skala „Anforderungen“ ebenso hohe Werte auf wie die
psychosomatischen Patienten und die Frauen nach Fehlgeburten. Die
geringsten äußeren Anforderungen nehmen die Frauen nach einer
komplikationslosen Entbindung wahr.
Kriteriumsvalidität: In der Erwartung, daß sich immunrelevante
Parameter zwischen Gruppen unterschiedlich erlebter Belastung
unterscheiden, wurden die Patientinnen nach einer Fehlgeburt
mittels Median-Split in zwei Gruppen mit hohem versus niedrigem
Streßscore eingeteilt. In insgesamt 50 Fällen konnte
Dezidualgewebe ohne Verunreinigungen oder Schädigungen analysiert
werden. Eine ausführliche Darstellung der Methoden und Befunde
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 19
findet sich bei Arck et al. (in press). Bei Frauen mit höherem
Streßscore zeigte sich im t-Test ein signifikant höheres
Vorkommen pro Gewebseinheit an Tryptase+-Mastzellen (TMC+)
(M=5.07, sd=6.7 vs. M=1.26, sd=1.24; t=-2.30 (df=28), p=.029,
d=.79), an CD8+-T-Zellen (M=23.40, sd=13.69 vs. M=14.40, sd=9.61;
t=-2.09 (df=27), p=.047, d=.74) und an Tumornekrosefaktor-Alpha+-
Zellen (TNF-α+) (M=12.24, sd=8.32 vs. M=3.39, sd=6.35; t=-2.24
(df=12), p=.045, d=1.09). Keine Unterschiede ergaben sich für
CD56+-NK-Zellen und CD3+-T-Zellen. Die gefundenen Muster belegen
zusammengenommen die erwartete immunologische Imbalance in der
Gruppe mit höherem Streßscore.
Änderungssensitivität: Minderungen im Belastungserleben lassen
sich bei stationären psychosomatischen Patienten zwischen der
Aufnahmeuntersuchung und der Verlaufsmessung nach fünf Wochen
mittels t-Tests für abhängige Stichproben für drei Skalen und den
Gesamtwert absichern (Tabelle 5). „Anspannung“ geht in eher
geringem Maße zurück. Die stärksten Veränderungen weisen „Sorgen“
und „Anforderungen“ auf, während „Freude“ keine Veränderung
erfährt.
Diskussion
Die Validierung der deutschen Übertragung des PSQ entspricht
insgesamt den Anforderungen an die Gütekriterien. Anzumerken ist
allerdings, daß die faktorielle Struktur der deutschsprachigen
Version von der ursprünglichen Fassung deutlich abweicht. Dies
erklärt sich möglicherweise durch die etwas kleinere und stärker
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 20
selektive Stichprobe der Originalvalidierung, vermutlich auch
durch Unterschiede in der sprachlichen Konnotation bzw. im sozio-
kulturellen Kontext. Da neben der neu ermittelten Faktorstruktur
zudem ein Drittel der ursprünglichen Items gekürzt wurde, ist es
nicht gerechtfertigt, von einer „Übersetzung“ des Instrumentes zu
sprechen. Wir betrachten den vorgelegten PSQ daher als
Weiterentwicklung des Originals für den deutschsprachigen Raum.
Allerdings führt dies zu der Einschränkung, daß damit keine
unmittelbare Vergleichbarkeit der deutschen PSQ-Werte mit denen
des Originalinstrumentes besteht. Anzumerken ist zudem, daß sich
die faktorielle Struktur für zufällige wie auch klinische
Stichproben nur eingeschränkt replizieren läßt.
Die faktorenanalytische Skalenbildung ergab ein Resultat, das –
anders als in dem TICS von Schulz & Schlotz (1999) – keine
eigenständige Dimension sozialer Stressoren abbildet.
Entsprechende Items hatten zudem die Anforderungen an die
Gütekriterien nicht erfüllt, so daß diese Dimension hier
ausgeklammert bleiben muß.
Die Streßtheorie nach Lazarus (1966) impliziert eine theoretisch
begründete Trennung der Konstrukte Selbstwahrnehmung,
Streßreaktion und Coping. Mit Hilfe eines
Selbsteinschätzungsverfahrens zum Belastungserleben, wie ihn der
PSQ oder andere Verfahren (z.B. TICS, Schulz & Schlotz, 1999)
darstellen, ist grundsätzlich nicht zu erfassen, ob das
Vorhandensein von Coping-Ressourcen durch die befragte Person
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 21
überprüft wird, zu welchem Ergebnis sie dabei gelangt und ob
wahrgenommene Ressourcen eingesetzt werden oder nicht. Insofern
ist allein aufgrund eines „Streß-Scores“ grundsätzlich nicht
erfaßbar, ob bzw. welche Copingstrategien von der Person bereits
eingesetzt wurden und ob die Facetten der Streßreaktion, die hier
als Belastungserleben konzipiert werden, vor oder nach dem
Einsatz einer Copingstrategie liegen.
Dabei ist auch in Rechnung zu stellen, daß einige der Items
wiederum selbst mit Copingstrategien konfundiert sein könnten,
ohne daß dies bislang im einzelnen bekannt ist. So könnte etwa
die Formulierung „Sie haben das Gefühl, daß zuviele Forderungen
an Sie gestellt werden“ (Skala „Anforderungen“) mit einer
externalen Verantwortlichkeitsattribution konfundiert sein, die
sich wiederum als eine Bewältigungsstrategie mit dem Ziel der
eigenen emotionalen Entlastung verstehen läßt. Kommende Studien
könnten diese theoretischen Differenzierungen voranbringen, etwa
indem über Prozeßanalysen Phasen der Streßwahrnehmung und –
verarbeitung aufgedeckt werden und durch Erhebung von
Copingvariablen Konfundierungen aufgedeckt werden.
Ungeachtet dieser Diskussionspunkte halten wir den Fragebogen
aufgrund der vorliegenden Ergebnisse für gut geeignet, das
aktuelle Ausmaß des subjektiven Belastungserlebens abzubilden. Im
Vergleich zum Original wie auch zu anderen Verfahren zeichnet es
sich durch eine geringe Itemzahl und damit ökonomische
Anwendbarkeit aus. Die Zusammenhänge zu den immunologischen
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 22
Parametern liefern insofern einen Beleg für Kriteriumsvalidität,
als sich bei höheren Belastungsscores zum Teil immunologische
Imbalancen finden. Diese finden sich allerdings nicht für alle
immunologischen Parameter. Der Rückschluß, daß dies eine
generelle Einbuße der Kriteriumsvalidität des PSQ für das
psychophysiologische Feld bedeutet, erscheint allerdings
gegenwärtig nicht angebracht, da sich zum einen die Meßmethodik
der hier erhobenen Parameter selbst in der Entwicklung befindet
und zweitens Annahmen zu Veränderungen dieser Parameter unter
Belastung beim derzeitigen Stand noch nicht als hinreichend
empirisch abgesichert gelten können. Weitere Validierungsschritte
könnten bewährte „Streßhormone“, wie z.B. das Cortisol,
einbeziehen.
Von dem übergeordneten Konzept des Belastungserlebens weicht
augenscheinlich die Skala „Freude“ ab. Die Autoren der
Originalversion gingen davon aus, daß niedrige Ausprägungen auf
der entsprechenden Skala als Mangel an Freude und damit als
Belastungsindikator zu fassen sind. Abweichend davon haben wir
uns dafür entschieden, die positive Benennung beizubehalten.
Unserer Auffassung nach erscheint es nicht gerechtfertigt, bei
der Entwicklung eines Instrumentes des Belastungserlebens
lediglich die Seite der Defizienz zu berücksichtigen und damit
vorauszusetzen, daß eine geringe Zustimmung zu einem positiv
formulierten Konstrukt mit einem Mangel gleichzusetzen ist. Zudem
scheint sich mit der Skala „Freude“ und den negativ konnotierten
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 23
Skalen des Streßerlebens (Sorgen, Anspannung) eine gute
Möglichkeit zur Differenzierung therapeutisch induzierter
Veränderung zu bieten. So konnte ein umgrenzter stationärer
Aufenthalt, der im Rahmen unserer Änderungssensitivitätsprüfung
untersucht wurde, zu einer Reduktion von Sorgen und Anspannung
(um ca. ein Drittel der Standardabweichung) beitragen, während
ein Zugewinn an Freude in diesem Kontext nicht erreichbar war.
Dies verweist auf die Notwendigkeit, längsschnittlich zu
überprüfen, welche Trait-Konsistenz für das Konstrukt der
subjektiven Belastung über die Zeit maximal zu erwarten ist bzw.
wie hoch die Werte der Meßgelegenheitsspezifität und der
Methodenspezifität unter verschiedenen Umgebungsbedingungen sind
(Steyer et al., 1999).
Als günstig erachten wir zudem, daß sich mit der Skala
„Anforderungen“ eine Dimension darstellt, die in Abgrenzung zu
den übrigen Skalen offenbar die subjektive Wahrnehmung externer
Belastungsfaktoren abbildet. Wenngleich die Skala „Anforderungen“
nicht auf die Identifikation konkreter Stressoren abzielt, so
scheint sie – wie die zwischen den Stichproben variierenden
Antwortmuster nahelegen – doch die Wahrnehmung externer
Belastungsfaktoren abzubilden. Die vergleichsweise niedrigen
Korrelationen der einzelnen Dimensionen der subjektiven
Belastungsreaktion mit der Skala externer Anforderungen verweisen
darauf, daß diese Unterscheidung auch inhaltlich gerechtfertigt
ist. In weiteren Studien, etwa mit Hilfe von Life-Event- und
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 24
Daily-Hassles-Skalen, wäre es sinnvoll aufzudecken, unter welchen
Bedingungen Zusammenhänge zwischen wahrgenommenen Stressoren und
erlebter Belastungsreaktion verstärkt bzw. abgeschwächt werden.
Aufschlußreich könnten dabei Moderatorvariablen wie die
dispositionelle Selbstaufmerksamkeit (Filipp, & Freudenberg,
1989) oder die Neigung zu repressivem versus sensitiven
Wahrnehmungsstil (Huwe, Hennig & Netter, 1996) sein.
Zusammengefaßt wird mit der deutschen Übersetzung des PSQ, der
faktorenanalytischen Restrukturierung und Kürzung von 30 auf 20
Items, ein ökonomisches, reliables und valides Instrument zur
Erfassung des subjektiven Belastungserlebens vorgelegt.
Strukturelle Antwortunterschiede zwischen den Stichproben
verweisen auf weiteren Entwicklungsbedarf.
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Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 27
Tabelle 1a: Kennwerte der Faktorenanalyse des PSQ (N=650)
Items n° Hauptkomponenten Itemkennwerte
Ladungen aih2
Faktor I: Varianzaufklärung 41.6% - Skala: “Sorgen“
I
II
III
IV
M
sd
ri(t-i)
p
x Ihre Probleme scheinen sich aufzutürmen 15 .709 .336 .154 .255 0.71 2.10 0.96 .73 .36
x Sie haben viele Sorgen 18 .706 .300 .177 .114 0.63 2.23 0.98 .71 .41
x Sie haben Angst vor der Zukunft 22 .705 .241 .236 .027 0.61 2.08 1.01 .68 .36
Sie fühlen sich entmutigt 20 .658 .328 .355 .055 0.67
x Sie fürchten, Ihre Ziele nicht erreichen zu können 09 .656 .314 .188 .056 0.56 2.18 0.94 .67 .39
Sie fühlen sich einsam oder isoliert 05 .636 .155 .340 .086 0.55
Sie befinden sich in Konfliktsituationen 06 .630 .222 .106 .222 0.51
Sie fühlen sich von anderen unter Druck gesetzt 19 .616 .024 .252 .376 0.59
x Sie fühlen sich frustriert 12 .592 .376 .306 .085 0.59 1.97 0.89 .65 .32
Sie fühlen sich kritisiert oder bewertet 24 .548 .072 .360 .263 0.50
Sie haben das Gefühl, Dinge zu tun, weil Sie sie tun 23
müssen und nicht weil Sie sie tun wollen
.533 .080 .458 .225 0.55
Sie fühlen sich mit Verantwortung überladen 28 .531 .295 .121 .459 0.59
Faktor II: Varianzaufklärung 8.0% - Skala: ”Anspannung“
Sie fühlen sich müde 08 .109 .671 .189 .226 0.55
x Sie fühlen sich angespannt 14 .371 .668 .068 .212 0.63 2.45 0.81 .67 .48
x Sie fühlen sich ausgeruht 01 .099 -.647 -.392 -.271 0.66 2.69 0.89 .62 .56
x Sie fühlen sich mental erschöpft 26 .368 .617 .308 .141 0.63 2.18 0.88 .66 .39
x Sie haben Probleme, sich zu entspannen 27 .397 .576 .219 .156 0.56 2.28 1.00 .67 .43
x Sie fühlen sich ruhig 10 -.316 -.546 -.319 -.271 0.57 2.64 0.99 .66 .55
Faktor III: Varianzaufklärung 5.0% - Skala: “Freude“
x Sie haben das Gefühl, Dinge zu tun, die Sie wirklich mögen 07 -.248 -.184 -.719 -.114 0.63 2.31 0.89 .61 .44
x Sie haben Spaß 21 -.375 -.366 -.651 .068 0.70 2.34 0.87 .75 .45
x Sie sind leichten Herzens 25 -.268 -.316 -.584 .098 0.52 2.71 0.95 .64 .57
x Sie sind voller Energie 13 -.221 -.447 -.578 .081 0.59 2.63 0.90 .60 .54
x Sie fühlen sich sicher und geschützt 17 -.486 -.287 -.504 .097 0.58 2.35 1.04 .63 .45
Faktor IV: Varianzaufklärung 3.4% - Skala: ”Anforderungen“
x Sie haben zuviel zu tun 04 .028 .122 .051 .802 0.66 2.42 0.91 .60 .47
x Sie haben genug Zeit für sich 29 .095 .066 -.332 -.722 0.65 2.59 1.01 .53 .53
x Sie fühlen sich unter Termindruck 30 .168 .185 .086 .710 0.57 2.17 0.93 .58 .39
x Sie fühlen sich gehetzt 16 .424 .294 .104 .546 0.58 2.06 0.87 .56 .35
x Sie haben das Gefühl, daß zuviele Forderungen an Sie 02
gestellt werden
.421 .232 .171 .527 0.54 2.17 0.79 .55 .39
Anmerkungen: ai: Faktorladung; h2: Kommunalität; M: Mittelwert; sd: Standardabweichung; r i(t-i): Trennschärfe (korrigierte Item-Skalen-
Korrelation); p: Itemschwierigkeit. Die beibehaltenen Items sind mit „x“ markiert. Die Trennschärfekoeffizienten beziehen sich
auf die reduzierten Skalen.
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 28
Tabelle 1b: Kennwerte der Faktorenanalysen für zufällige Stichprobenhälften (je n=325)
Items n° Hauptkomponenten
Zufallsstichprobe 1
Hauptkomponenten
Zufallsstichprobe 2
Ladungen aih2Ladungen aih2
Skala „Sorgen“:
Varianzaufklärung 42.7% bzw. 10.1% I II III IV I II III IV
15 .732 -.142 .244 .363 .745 -.332 .639 .425 .151 .711
18 .780 -.184 .158 .173 .734 -.373 .679 .258 .062 .666
22 .715 -.323 .172 -.093 .589 -.274 .812 .124 .031 .741
09 .662 -.295 .239 .028 .610 -.169 .742 .283 .123 .665
12 .619 -.316 .327 .070 .674 -.379 .550 .362 .122 .592
Skala „Anspannung“:
Varianzaufklärung 6.2% bzw. 5.8%
14 .306 -.125 .748 .252 .598 -.162 .325 .777 .128 .752
01 -.063 .389 -.631 -.228 .648 .608 -.036 -.508 -.293 .666
26 .383 -.419 .508 .150 .579 -.380 .250 .713 .113 .686
27 .369 -.274 .670 .113 .624 -.332 .320 .588 .115 .619
10 -.292 .347 -.626 -.251 .729 .501 -.313 -.337 -.276 .571
Skala „Freude“:
Varianzaufklärung 11.0% bzw. 44.5%
07 -.210 .703 -.234 -.077 .644 .748 -.174 -.046 -.134 .587
21 -.343 .707 -.289 -.051 .726 .710 -.331 -.302 .027 .713
25 -.192 .670 -.215 -.149 .530 .657 -.343 -.149 -.116 .585
13 -.164 .753 -.124 .026 .732 .665 -.262 -.342 .086 .580
17 -.492 .597 -.154 -.142 .630 .547 -.505 -.192 -.128 .621
Skala ”Anforderungen“:
Varianzaufklärung 4.0% bzw. 4.6%
04 -.025 .012 .128 .811 .648 -.035 -.020 .084 .822 .685
29 .083 .258 -.109 -.756 .530 .292 -.010 .064 -.742 .689
30 .218 .051 .116 .749 .617 .096 .154 .276 .705 .605
16 .398 .055 .365 .577 .681 -.104 .398 .472 .472 .627
02 .409 -.230 .270 .491 .509 -.153 .495 .126 .581 .590
Anmerkung: Die Gesamtvarianzaufklärung beträgt 63.9% bzw. 65.1%.
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 29
Tabelle 2: Zusammenhänge zwischen Streßerleben (PSQ),
Lebensqualität (WHOQOL-Bref) und sozialer Unterstützung
(F-SOZU)
N=650 PSQ WHOQOL-Bref F-SOZU
Anspannung
Freude
Anforderungen
Summe Streßerleben
Physische Domäne
Psychische Domäne
Soziale Domäne
Umweltdomäne
QOL global
Soziale
Unterstützung
Sorgen .716 -.706 .443 .891 -.584 -.776 -.552 -.600 -.581 -.623
Anspannung -.718 .542 .873 -.636 -.693 -.499 -.480 -.557 -.434
Freude -.355 -.824 .616 .786 .627 .548 .628 .494
Anforderungen .672 -.241 -.327 -.253 -.230 -.166 -.372
Summe
Streßerleben -.617 -.788 -.593 -.572 -.577 -.606
Anmerkungen: Die Werte der Skala „Freude“ sind invertiert.
Pearson Korrelation; alle Korrelationen sind auf dem 1%-Niveau
signifikant.
Cronbachs α: WHOQOL Physische Domäne: 0.81; Psychische Domäne: 0.88;
Soziale Domäne: 0.70; Umweltdomäne: 0.79; QOL global: 0.62; SOZU: Soziale
Unterstützung: 0.91
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 30
Tabelle 3: Konsistenz- und Split-Half-Reliabilitätswerte der PSQ-Skalen für die verschiedenen
Stichproben
PSQ-Skalen Kennwert Psycho-
somatische
Patienten
n=249
Fehlgeburt
n=81
Reguläre
Entbindung
n=74
Studierende
n=246
Gesamt-
stichprobe
N=650
Sorgen Cronbachs α
r Guttmann
r Spearman-Brown
.83
.78
.84
.81
.80
.82
.77
.72
.76
.76
.75
.78
.86
.80
.86
Anspannung Cronbachs α
r Guttmann
r Spearman-Brown
.80
.78
.79
.81
.77
.78
.82
.76
.77
.83
.77
.82
.84
.82
.83
Freude Cronbachs α
r Guttmann
r Spearman-Brown
.83
.80
.82
.75
.75
.78
.76
.73
.76
.82
.79
.83
.85
.83
.85
Anforderungen Cronbachs α
r Guttmann
r Spearman-Brown
.79
.76
.79
.80
.68
.74
.77
.73
.77
.81
.78
.81
.80
.69
.74
Summe
Streßerleben Cronbachs α
r Guttmann
r Spearman-Brown
.85
.87
.87
.86
.87
.89
.86
.89
.89
.83
.87
.88
.85
.86
.88
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 31
Tabelle 4: Varianzanalytische Unterschiede der PSQ-Scores zwischen verschiedenen Gruppen
Psychosomatische
Patienten (P)
n=249
Fehlgeburt (F)
n=81
Reguläre
Entbindung (R)
n=74
Studierende
(S)
n=246
df F η2Kontraste
(Scheffé)
PSQ-Skalen M sd M sd M sd M sd
Sorgen .53 .26 .35 .24 .23 .19 .26 .18 3;632 68.59 .25 P>F>R,S
Anspannung .48 .12 .43 .11 .41 .11 .41 .09 3;633 20.68 .09 P>F,R,S
Freude .37 .23 .56 .22 .65 .20 .60 .21 3;633 57.86 .22 P<F,R,S
Anforderungen .44 .16 .39 .14 .32 .15 .42 .14 3;633 14.30 .06 P>F>R
S>R
Summe
Streßerleben .52 .18 .39 .18 .30 .16 .34 .16 3;638 56.98 .21 P>F>R
P>S
Anmerkungen: Skalenmittelwerte sind linear transformiert (Wertebereich 0 bis 1).
Die Skala „Freude“ wird bei der Bildung des Summenscores invertiert.
Alle Varianzanalysen sind auf dem 0.1%-Niveau signifikant.
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 32
Tabelle 5: PSQ-Scores im Verlauf psychotherapeutischer
Behandlung (n=91 stationäre psychosomatische
Patienten)
vor der
Behandlung nach 5 Wochen T-Wert p Effekstärke d‘
PSQ-Skalen M sd M sd
Sorgen .51 .26 .43 .24 3.77 .000 .56
Anspannung .48 .13 .45 .11 2.32 .023 .35
Freude .40 .23 .42 .23 .79 .433 -
Anforderungen .44 .17 .39 .15 3.67 .000 .54
Summe
Streßerleben .50 .19 .45 .17 3.71 .000 .55
Anmerkungen: df=90 für alle Vergleiche; Effektstärke d‘ nach Bortz & Döring
(1995): 0.20 bis 0.49 „klein“, 0.50 bis 0.79 „mittel“, ≥ 0.80
„groß“
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 33
Anlage: Material zur Anforderung bei den Autoren
Tabelle A1: Kennwerte der Faktorenanalyse des PSQ für die
Substichprobe psychosomatischer Patienten (n=249)
Items n° Hauptkomponenten
Ladungen aih2
Faktor I: Varianzaufklärung 38.8% - Skala: “Sorgen“
I
II
III
IV
Ihre Probleme scheinen sich aufzutürmen 15 .698 -.178 .338 .201 .674
Sie haben viele Sorgen 18 .780 -.217 .144 .065 .681
Sie haben Angst vor der Zukunft 22 .773 -.311 .132 .032 .713
Sie fürchten, Ihre Ziele nicht erreichen zu können 09 .674 -.221 .244 .128 .579
Sie fühlen sich frustriert 12 .641 -.249 .303 .083 .564
Faktor III: Varianzaufklärung 6.1% - Skala: ”Anspannung“
Sie fühlen sich angespannt 14 .304 .052 .809 .061 .753
Sie fühlen sich ausgeruht 01 .053 .521 -.540 -.100 .576
Sie fühlen sich mental erschöpft 26 .273 -.351 .640 .091 .616
Sie haben Probleme, sich zu entspannen 27 .272 -.296 .650 .125 .599
Sie fühlen sich ruhig 10 -.413 .295 -.338 -.150 .394
Faktor II: Varianzaufklärung 11.2% - Skala: “Freude“
Sie haben das Gefühl, Dinge zu tun, die Sie wirklich mögen 07 -.313 .629 .032 -.152 .518
Sie haben Spaß 21 -.267 .727 -.326 .033 .707
Sie sind leichten Herzens 25 -.199 .714 -.167 .043 .579
Sie sind voller Energie 13 -.221 .695 -.209 .083 .582
Sie fühlen sich sicher und geschützt 17 -.584 .481 -.146 .064 .598
Faktor IV: Varianzaufklärung 5.7% - Skala: ”Anforderungen“
Sie haben zuviel zu tun 04 .024 .077 .082 .829 .695
Sie haben genug Zeit für sich 29 .083 .202 .067 -.790 .670
Sie fühlen sich unter Termindruck 30 .189 .105 .250 .735 .650
Sie fühlen sich gehetzt 16 .502 .021 .395 .462 .623
Sie haben das Gefühl, daß zuviele Forderungen an Sie 02
gestellt werden
.532 -.103 .049 .534 .581
Anmerkungen: Zur Vergleichbarkeit wurde die Reihenfolge der Skalen unabhängig von ihrer
Varianzaufklärung beibehalten. Die Gesamtvarianzaufklärung beträgt 61.8%.
Eindeutige Ladungen sind fett gedruckt. Die Items 02, 10, 16 und 17 laden nicht
eindeutig bzw. nicht auf dem entsprechenden Faktor.
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 34
Tabelle A2: Kennwerte der Faktorenanalyse des PSQ für die
Substichprobe der Frauen nach regulärer Entbindung resp.
Fehlgeburt (n=155)
Items n° Hauptkomponenten
Ladungen aih2
Faktor I: Varianzaufklärung 40.1% - Skala: “Sorgen“
I
II
III
IV
Ihre Probleme scheinen sich aufzutürmen 15 .757 .269 .069 .352 .774
Sie haben viele Sorgen 18 .776 .251 .072 .143 .686
Sie haben Angst vor der Zukunft 22 .644 .068 -.287 -.108 .513
Sie fürchten, Ihre Ziele nicht erreichen zu können 09 .624 .326 -.214 .065 .546
Sie fühlen sich frustriert 12 .559 .468 -.230 .061 .589
Faktor II: Varianzaufklärung 8.5% - Skala: ”Anspannung“
Sie fühlen sich angespannt 14 .265 .635 -.159 .380 .643
Sie fühlen sich ausgeruht 01 .068 -.446 .459 -.439 .608
Sie fühlen sich mental erschöpft 26 .260 .718 -.245 .103 .654
Sie haben Probleme, sich zu entspannen 27 .277 .653 .037 .194 .542
Sie fühlen sich ruhig 10 -.286 -.428 .474 -.369 .626
Faktor III: Varianzaufklärung 7.6% - Skala: “Freude“
Sie haben das Gefühl, Dinge zu tun, die Sie wirklich mögen 07 .028 -.167 .773 -.120 .641
Sie haben Spaß 21 -.350 -.276 .659 .016 .634
Sie sind leichten Herzens 25 -.335 .148 .538 -.329 .532
Sie sind voller Energie 13 .049 -.491 .597 .184 .634
Sie fühlen sich sicher und geschützt 17 -.483 .051 .578 -.204 .611
Faktor IV: Varianzaufklärung 5.2% - Skala: ”Anforderungen“
Sie haben zuviel zu tun 04 .119 .091 .104 .828 .719
Sie haben genug Zeit für sich 29 .048 -.171 .338 -.668 .592
Sie fühlen sich unter Termindruck 30 .252 .442 .083 .488 .504
Sie fühlen sich gehetzt 16 .439 .442 -.128 .374 .544
Sie haben das Gefühl, daß zuviele Forderungen an Sie 02
gestellt werden
.176 .510 -.288 .554 .681
Anmerkungen: Die beiden Stichproben wurden zusammengelegt, da sonst der Umfang keine
Faktorenanalyse gerechtfertigt hätte. Die Gesamtvarianzaufklärung beträgt 61.4%. Die
Items 01, 02, 10, 16, und 30 laden nicht eindeutig.
Fliege et al. (in Vorbereitung) PSQ – 35
Tabelle A3: Kennwerte der Faktorenanalyse des PSQ für die
Substichprobe der Medizinstudierenden (n=246)
Items n° Hauptkomponenten
Ladungen aih2
Faktor III: Varianzaufklärung 6.9% - Skala: “Sorgen“
I
II
III
IV
Ihre Probleme scheinen sich aufzutürmen 15 .547 -.241 .537 .039 .648
Sie haben viele Sorgen 18 .285 -.352 .590 .012 .553
Sie haben Angst vor der Zukunft 22 .026 .015 .763 -.277 .659
Sie fürchten, Ihre Ziele nicht erreichen zu können 09 .012 -.151 .707 -.317 .622
Sie fühlen sich frustriert 12 .305 -.553 .424 .050 .582
Faktor IV: Varianzaufklärung 4.5% - Skala: ”Anspannung“
Sie fühlen sich angespannt 14 .511 -.254 .244 -.398 .543
Sie fühlen sich ausgeruht 01 -.514 .485 .051 .236 .558
Sie fühlen sich mental erschöpft 26 .442 -.507 .228 -.141 .525
Sie haben Probleme, sich zu entspannen 27 .328 -.254 .258 -.612 .613
Sie fühlen sich ruhig 10 -.431 .344 -.170 .609 .705
Faktor II: Varianzaufklärung 9.8% - Skala: “Freude“
Sie haben das Gefühl, Dinge zu tun, die Sie wirklich mögen 07 .081 .734 .085 .258 .620
Sie haben Spaß 21 -.114 .758 -.143 .172 .638
Sie sind leichten Herzens 25 -.237 .568 -.150 .392 .555
Sie sind voller Energie 13 .036 .807 -.115 .043 .667
Sie fühlen sich sicher und geschützt 17 -.144 .442 -.308 .506 .567
Faktor I: Varianzaufklärung 39.5% - Skala: ”Anforderungen“
Sie haben zuviel zu tun 04 .756 -.105 .056 -.227 .638
Sie haben genug Zeit für sich 29 -.678 .247 .023 .223 .572
Sie fühlen sich unter Termindruck 30 .725 .125 .070 -.166 .575
Sie fühlen sich gehetzt 16 .774 -.143 .166 .067 .652
Sie haben das Gefühl, daß zuviele Forderungen an Sie 02
gestellt werden
.567 -.252 .479 .153 .638
Anmerkungen: Zur Vergleichbarkeit wurde die Reihenfolge der Skalen unabhängig von ihrer
Varianzaufklärung beibehalten. Die Gesamtvarianzaufklärung beträgt 60.7%. Die Items
02, 12, 15 und 17 laden nicht eindeutig. Der Faktor „Anspannung“ läßt sich nicht
replizieren.
