Positive und negative Metakognitionen über Krankheitssorgen
Krankheitsangst geht mit Krankheits-sorgen einher. Diese werden häufig als beunruhigend, quälend und un-kontrollierbar erlebt (negative Meta-kognitionen, NM). Sie können jedoch auch positiv bewertet werden (posi-tive Metakognitionen, PM), wenn in diesen Sorgenprozessen ein Weg der Bewältigung der Bedrohung durch Krankheit gesehen wird. Im Hin-blick auf diese Metakognitionen äh-nelt Krankheitsangst der generali-sierten Angststörung (GAS). Dennoch wurden metakognitive Einstellungen zu Krankheitssorgen bisher wenig untersucht.
Theoretischer Hintergrund
Metakognitionen, das Denken und Wis-sen über Gedanken und kognitive Pro-zesse (Flavell 1979), werden als bedeutsam für die Entstehung und Aufrechterhaltung unterschiedlicher psychischer Störungen angesehen (Wells 2009), insbesondere von Angststörungen wie der generalisier-ten Angststörung (GAS; Wells u. Carter 2001) und der Zwangsstörung (Gwilliam et al. 2004).
Metakognitive Störungsmodelle für die GAS (Wells 1995; Wells 1997) unterschei-den zwischen PM, die eigenes Sichsorgen als nützlich beurteilen (z. B. „durch meine Sorgen kümmere ich mich um meine Ge-sundheit“), und NM, die sich auf schäd-liche Konsequenzen von Sorgenprozes-sen beziehen (z. B. „ich werde vor lauter Sorgen noch krank“). Bei emotionaler Be-
lastung kann Sichsorgen von Betroffenen zunächst für einen hilfreichen Problem-löseprozess oder für eine positive Bewäl-tigungsstrategie gehalten werden: Es dient dazu, auf mögliche Probleme und Bedro-hungen vorbereitet zu sein und Unsicher-heit zu reduzieren. Diese positiven Bewer-tungen bzw. PM führen jedoch zu immer häufigeren Sorgenprozessen, sodass die-se selbst zum Problem werden. Sichsor-gen wird dann zunehmend als bedroh-lich wahrgenommen, erhöht die subjek-tive Belastung und induziert vermehrt NM über die Unkontrollierbarkeit und Gefährlichkeit des Sorgens (Wells 1997). In Untersuchungen zeigte sich, dass ins-besondere NM mit Angst und Depressi-vität korreliert sind und diese vorhersagen (Yilmaz et al. 2011).
Eine anhaltende sorgenvolle Beschäf-tigung mit Befürchtungen ist jedoch auch zentral für Hypchochondrie und Krank-heitsangst [Kriterium A, Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 4. Ausgabe (DSM-IV), American Psychiatric Association 2000: Übermäßige Beschäf-tigung mit der Angst oder der Überzeu-gung, eine schwere Krankheit zu haben …]. In mehreren Untersuchungen wur-de eine Überlappung der kognitiven und behavioralen Mechanismen der Krank-heitsangst mit jenen anderer Angststö-rungen deutlich (Noyes 1999; Olatunji et al. 2009), sodass die „illness anxiety dis-order“ als eigenständige Störung in das DSM-5 (American Psychiatric Associa-tion 2013) aufgenommen wurde. Deren Hauptkriterien sind „die Beschäftigung
damit, eine ernsthafte Krankheit zu haben oder zu bekommen (Kriterium A)“, „ein hohes Maß an Angst über die Gesund-heit (Kriterium C)“ sowie „Rückversiche-rungs- oder Vermeidungsverhalten (Kri-terium D)“. Somatische Symptome soll-ten dabei nicht oder nur in milder Inten-sität vorliegen (Kriterium B). Die Illness anxiety disorder ist weiterhin unter den somatoformen Störungen (jetzt „somatic symptom and related disorders“) aufge-führt. Die Möglichkeit der Zuordnung zu den Angststörungen wird jedoch alterna-tiv eingeräumt. („Illness Anxiety Disorder can be considered either in this diagnostic section or as an anxiety disorder“; Ameri-can Psychiatric Association 2013, S. 310.) Die kognitive Beschäftigung mit der Be-drohung durch eine schwere körperliche Krankheit bei Krankheitsangst hat große Ähnlichkeit mit Sorgenprozessen, wie sie von der GAS bekannt sind (Noyes 1999). Dennoch wurden metakognitive Einstel-lungen zu Krankheitssorgen bisher wenig untersucht. Insbesondere könnte eine Dif-ferenzierung von PM und NM beim Stö-rungsbild der Krankheitsangst helfen, auf-rechterhaltende Kognitionen für das stö-rungstypische Rückversicherungsverhal-ten zu finden.
Bouman u. Meijer (1999) entwickel-ten den Fragebogen „meta-cognitions about health anxiety“ (MCHA) zur Er-fassung spezifischer Metakognitionen über Krankheitssorgen (z. B. „I believe I can make myself sick by worrying ab-out illness“). Mit einer Hauptkomponen-tenanalyse („principal component analy-
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Schwerpunkt: Krankheitsangst – Originalien
RedaktionA. Martin, WuppertalM. Witthöft, Mainz
sis“, PCA) der MCHA-Daten von 161 Per-sonen identifizierten sie 5 Dimensionen, darunter auch „Unkontrollierbarkeit und Interferenz von Krankheitsgedanken“ (entspricht NM) und „positive Überzeu-gungen“ (entspricht PM). Der Faktor PM war jedoch nur mit 3 Items assoziiert. Bei-de Dimensionen korrelierten positiv mit Krankheitsangst. Die durch den MCHA erfassten inhaltsspezifischen NM sagten in einer Regressionsanalyse Krankheits-angst besser vorher als allgemeine, nicht auf Krankheit bezogene Sorgen und NM. In einer weiteren Studie (Buwalda et al. 2008) waren nach einem psychoeduka-tiven Kurs zu Krankheitsangst, in dem Metakognitionen allerdings nicht spezi-fisch thematisiert wurden, bei hypochon-drischen Patienten die Werte im MCHA gegenüber den Ausgangswerten reduziert.
Der einzige weitere Versuch zur Er-fassung von PM über krankheitsbezo-gene Sorgen stammt von Pelletier et al. (2002). Die Autoren entwickelten dazu einen Fragebogen (Why do people wor-ry about health?, WW-H), den sie einer studentischen Stichprobe (N=429) vorleg-ten. Eine PCA der Daten dieser Stichpro-be führte zu 2 Komponenten, „Nützlich-
keit“ und „magisches Denken“. Der WW-H-Gesamtwert war positiv mit Maßen für Krankheitssorgen, Depressivität und Angst korreliert.
Bisherige Studien zu Metakogniti-onen über Krankheitssorgen sind selten und weisen verschiedene Mängel auf (ge-ringe Stichprobengröße, PCA anstelle von Faktorenanalysen). Deshalb wurde in der vorliegenden Studie die Dimensionalität von PM und NM über Krankheitssorgen erneut untersucht. Die Ergebnisse soll-ten die Erstellung eines Instruments zur Erfassung von PM und NM speziell bei Krankheitsängstlichen ermöglichen, das in der klinischen Praxis eingesetzt wer-den kann.
Zusammengefasst wurde dabei erwar-tetet, dassFpositive und negative Metakognitio-
nen über Krankheitssorgen 2 Dimen-sionen bilden,
Fpositive Metakognitionen moderat, negative Metakognitionen stark mit Krankheitsangst korreliert sind,
Fnegative Metakognitionen mit De-pressivität und
Fpositive Metakognitionen insbeson-dere mit krankheitsängstlichen Rück-
versicherungstendenzen, wie z. B. Arztbesuchen, assoziiert sind.
Methoden
Stichprobe
Eine Einladung-E-Mail, in der eine Stu-die zum Thema „Gesundheitssorgen“ an-gekündigt wurde, mit dem Link zum Fra-gebogen der Studie auf unipark (http://www.unipark.info1-0-home.htm) erhiel-ten 6500 zufällig ausgewählte Mitglieder eines nichtkommerziellen Web-Panels. Das Web-Panel wird von Psychologen der Universitäten Münster und Leipzig sowie der Hochschule Osnabrück („PsyWeb – Psychologie erleben“; https://www.uni-muenster.de/PsyWeb/) unterhalten. Al-le an psychologischen Befragungen Inter-essierten aus der Allgemeinbevölkerung können daran teilnehmen.
Voraussetzung für die Teilnahme an der Onlineuntersuchung waren Volljäh-rigkeit, ausreichende Deutschkenntnisse und die Erklärung des Einverständnisses zur Teilnahme an der Befragung sowie zur anonymen statistischen Auswertung ihrer Daten. Es konnten nur vollständig ausge-füllte Onlinefragebogen abgeschickt wer-den, sodass keine Antworten fehlten. Es reagierten 1454 Personen (22,4%) auf die Einladung-E-Mail und gelangten auf die erste Umfrageseite, auf der Informationen zur Studie gegeben und das Einverständnis zur Teilnahme eingeholt wurden. Mit der Teilnahme einverstanden waren 1382 Per-sonen, davon beendeten 1264 Teilnehmer (91,5%) die Umfrage und gaben ihre Ein-verständnis zur Datenauswertung; sie bil-deten die Analysestichprobe. Ihr Durch-schnittsalter betrug 44,5 Jahre [Standard-abweichung (SD) ±13,9 Jahre; Streubrei-te: 18 bis 81 Jahre); es waren 815 Teilneh-mer (64,5%) weiblich. Die allgemeine oder fachgebundene Hochschulreife ga-ben 804 Teilnehmer (63,6%) als höchsten erreichten Schulabschluss an.
Die Gesamtstichprobe wurde aufge-teilt in eine gesundheitlich unbelaste-te Subgruppe (n=581, 46%) und eine ge-sundheitlich belastete Subgruppe (n=683, 54%). Kriterium für diese Einteilung wa-ren die Antworten zu der Frage, ob die Teilnehmer zurzeit eine durch einen Arzt diagnostizierte körperliche Erkrankung
Tab. 1 Soziodemografische und psychopathologische Merkmale der Gesamtstichprobe sowie der somatisch unbelasteten und belasteten Subgruppen
Mit Partner zusammenlebend (Anteil, %) 58 53,4 61,9
Abitur oder höher (Anteil, %) 63,6 67,8 60
Whiteley Index(WI; Mittelwert±Standardabweichung)
3,39±2,87 2,50±2,38 4,41±3,03
Depressionsmodul des Gesundheitsfrage-bogens für Patienten(PHQ-9; Mittelwert±Standardabweichung)
5,91±4,85 5,00±4,40 6,67±5,07
Arztkonsultationen [n, (Anteil, %)]
0 81 (6,4) 66 (11,4) 15 (2,2)
1 171 (13,5) 110 (18,9) 61 (8,9)
2 363 (28,7) 187 (32,2) 176 (25,8)
3–5 608 (48,1) 215 (37) 393 (57,5)
6–10 36 (2,8) 3 (0,5) 33 (4,8)
>10 5 (0,4) 0 (0) 5 (0,7)
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hätten, die a) innerhalb der letzten 3 Mo-nate aufgetreten sei oder b) schon länger als 3 Monate vorliege. Im Whiteley In-dex (WI), der als Screeninginstrument für Krankheitsangst eingesetzt wurde, er-reichte die Gesamtgruppe einen Punkt-wert von M=3,39 (SD ±2,87). Damit liegt sie zwar über dem von Rief et al. (1994) be-richteten Mittelwert für eine Allgemein-bevölkerungsstichprobe (M=2,44; SD ±2,84), aber, wie aus .Tab. 1 ersichtlich, wird die Höhe des Gesamtmittelwerts we-sentlich durch die gesundheitlich belaste-te Subgruppe bestimmt. Für die Depres-sionssektion des Patient Health Questi-onnaire (Löwe et al. 2002) betrug der Mit-telwert 5,91 (SD ±4,85). Weitere Angaben zur Gesamtstichprobe und zu den beiden Subgruppen enthält .Tab. 1.
Erhebungsinstrumente
Positive und negative Metakognitionen über KrankheitssorgenAls Grundlage für die Formulierung der Items zur Erfassung von NM über Krank-heitssorgen (.Tab. 2) diente die Skala „Unkontrollierbarkeit und Gefahr“ des Metakognitionsfragebogen-30 (MKF-30, Wells u. Cartwright-Hatton 2004; deutsch Arndt et al. 2011). Sie erfasst mit 6 Items Überzeugungen der Unkontrollierbar-keit und Gefährlichkeit des eigenen Sich-sorgens. Da der MKF-30 Sorgen im All-gemeinen anspricht, wurden alle Items durch Einfügen der Formulierung „über meine Gesundheit“ auf gesundheitliche Sorgen bezogen (z. B: „Meine Besorgnis über meine Gesundheit könnte dazu füh-ren, dass ich verrückt werde“). Die Items zur Erfassung von PM über Krankheits-sorgen (.Tab. 2) sind inhaltlich an die Items der Skala „Nützlichkeit“ des Fra-gebogens WW-H (Pelletier et al. 2002) angelehnt und erfassen Überzeugungen zum Nutzen persönlicher Krankheits-sorgen. Die Teilnehmer sollten für jedes Item in einem 5-stufigen Antwortformat angeben, wie genau die jeweilige Aussa-ge auf sie zutrifft (1: trifft überhaupt nicht zu; 2: trifft ein wenig zu; 3: trifft einiger-maßen zu; 4: trifft weitgehend zu; 5: trifft voll und ganz zu). Die Items wurden sor-tiert nach PM und NM vorgegeben. Um Effekte der Darbietungsreihenfolge (PM
Jens Barenbrügge · Angelika Glöckner-Rist · Fred RistPositive und negative Metakognitionen über Krankheitssorgen
ZusammenfassungHintergrund. Für die Entstehung und Auf-rechterhaltung von Sorgenprozessen sind Metakognitionen relevant. Diese wurden be-sonders bei der generalisierten Angststö-rung (GAS) untersucht, bei Hypochondrie und Krankheitsangst wegen der traditionel-len Zuordnung zu den somatoformen Stö-rungen jedoch kaum. Finden sich bei Krank-heitsängstlichen ähnliche Metakognitionen wie bei der GAS?Material und Methode. Die Daten von 1264 Teilnehmern einer Onlinefragebogen-studie wurden analysiert. Spezifisch auf Krankheitssorgen gerichtete Items zur Erfas-sung von positiven Metakognitionen (PM) und negativen Metakognitionen (NM) wur-den zusammen mit Instrumenten zur Erfas-sung von Krankheitsangst und Depressivität vorgegeben. Die dimensionale Struktur von PM und NM über Krankheitssorgen wurde mit nichtlinearen konfirmatorischen Fakto-renanalysen nachgewiesen. Zusammenhän-ge zu Depressivität und der Zahl der Konsul-tationen verschiedener Ärzte wurden für die Subgruppen der Teilnehmer mit und ohne ärztlich diagnostizierte Erkrankung in Struk-turgleichungsmodellen geprüft.
Ergebnisse. Positive und negative Metako-gnitionen über Krankheitssorgen variieren weitgehend unabhängig voneinander auf 2 Dimensionen. Positive Metakognitionen waren v. a. mit Krankheitsangst und der Zahl verschiedener Arztkonsultationen assoziiert; negative Metakognitionen waren mit allen Dimensionen des Whiteley Index (WI) und besonders stark mit Depressivität assoziiert.Schlussfolgerung. Krankheitsbezogene Sor-genprozesse sind von Metakognitionen be-gleitet, die denen bei der GAS ähneln. Posi-tive und negative Metakognitionen sind so stark mit unterschiedlichen Aspekten des Störungsbilds Krankheitsangst assoziiert, dass ihre Berücksichtigung sowohl in der For-mulierung von Störungsmodellen zur Krank-heitsangst wie auch in dessen Behandlung naheliegt.
Positive and negative metacognitions about illness worries
AbstractBackground. Metacognitions have been shown to be relevant in the emergence and maintenance of worry processes, particular-ly for generalized anxiety disorder (GAD). In contrast, metacognitions have been neglect-ed in hypochondriasis and health anxiety, perhaps due to the traditional assignment of hypochondriasis to the somatoform disor-ders. Is worrying about illness associated with metacognitions and are these associated with other features of health anxiety?Material and methods. In this study 1,246 people took part in an online survey. Items capturing positive (PM) and negative meta-cognitions (NM) were presented togeth-er with instruments for the assessment of health anxiety and depressive symptoms. The dimensional structure of PM and NM over ill-ness worries was examined with nonlinear confirmatory factor analyses. Associations with depressivity and the number of consul-tations by different physicians were exam-ined in structural equation models (SEM),
separately for subgroups with and without a diagnosed somatic disease.Results. The PMs and NMs about illness wor-ries varied relatively independently from one another along two dimensions. The PMs were specifically associated with health anxiety and the number of different physician con-sultations and NMs were related to all dimen-sions of the Whiteley index and particularly strongly to depressivity.Conclusions. Illness-related anxiety pro-vokes metacognitions, similar to other wor-ries as known from GAD. Considering the strong associations of PMs and NMs with sev-eral facets of health anxiety found, it appears promising to take them into account for the formulation of cognitive-behavioral models of health anxiety and its treatment.
KeywordsHypochondriasis · Health anxiety · Cognition · Questionnaires · Structural equation model
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vor NM oder umgekehrt) zu kontrollie-ren, wurde diese über die Versuchsperso-nen zufällig rotiert.
Whiteley IndexDer Whiteley Index (WI; Pilowsky 1967; deutsch Rief et al. 1994) ist einer der inter-national am häufigsten verwendeten Fra-gebogen zur Erfassung von Hypochond-rie und Krankheitsangst. Durch 14 Items mit einem dichotomen Antwortformat (0: nein, 1: ja) werden die Subdimensio-nen „Krankheitsangst“, „somatische Be-schwerden“ und „Krankheitsüberzeugun-
gen“ erfasst. Die 3-dimensionale Struktur des WI wurde durch die überwiegende Anzahl späterer Studien repliziert, aller-dings mit z. T. leicht unterschiedlicher Zu-ordnung einzelner Items zu den Dimen-sionen (Glöckner-Rist et al. 2012). Nach einer Analyse der hier untersuchten Daten wurde die von Glöckner-Rist et al. (2012) identifizierte Itemzuordnung zu den Fak-toren gewählt. Diese Lösung passte auch besser zu den hier analysierten Daten, als eine von Rief et al. (1994) gefundene Zu-ordnung, nach der das Item „Denken Sie, dass mit Ihrem Körper ernsthaft etwas
nicht in Ordnung ist?“ nicht mit dem Fak-tor „somatische Beschwerden“, sondern mit dem Faktor „Krankheitsangst“ asso-ziiert ist [χ2=419,35; df =62; „root mean square error of approximation“ (RMSEA) =0,07; „comparative fit index“ (CFI) =0,95; Tucker-Lewis-Index (TLI) =0,93 vs. χ2=627,33; df =62; RMSEA =0,09; CI =0,91; TLI =0,89].
Depressionsmodul des Gesund-heitsfragebogens für PatientenDas Depressionsmodul (PHQ-9; Löwe et al. 2002) des Gesundheitsfragebogens für Patienten (PHQ-D) besteht aus 9 Items, die den Depressionskriterien des DSM-IV entsprechen. Mit einem 4-stufigen Ant-wortformat (0: überhaupt nicht; 1: an ein-zelnen Tagen; 2: an mehr als der Hälfte der Tage; 3: beinahe jeden Tag) wird für jedes Depressionssymptom erfragt, wie häufig Befragte sich in den letzten 2 Wochen da-durch beeinträchtigt gefühlt haben.
Erfassungen des Gesundheitsstatus und der Inanspruchnahme von ÄrztenDer Gesundheitsstatus der Teilnehmer wurde über 2 Fragen erfasst: „Haben Sie zurzeit eine durch einen Arzt diagnosti-zierte körperliche Erkrankung, die inner-halb der letzten 3 Monate aufgetreten ist?“ und „Haben Sie zurzeit eine durch einen
Tab. 2 Deskriptive Kennwerte und standardisierte Faktorladungen für die positiven und negativen Metakognitionen über Krankheitssorgen
Item Mittelwert±Standardab-weichung
Faktorladun-gen
Positive Metakognitionen über Krankheitssorgen
1 Meine Sorgen über meine Gesundheit motivieren mich, rechtzeitig ärztlichen Rat einzuholen 2,35±1,11 0,73
2 Mich über meine Gesundheit zu sorgen, hilft mir, mich rechtzeitig in Behandlung zu begeben 2,33±1,12 0,82
3 Mich über meine Gesundheit zu sorgen, bedeutet, dass ich Verantwortung für meine Ge-sundheit übernehme
2,88±1,24 0,84
4 Sorgen über meine Gesundheit helfen mir, eine Krankheit verhindern 2,06±1,13 0,83
5 Mich über meine Gesundheit zu sorgen, führt dazu, dass ich mich besser um eine Behand-lung kümmere
2,41±1,17 0,90
6 Weil ich mich über meine Gesundheit sorge, entdecke ich eher die ersten Anzeichen einer Krankheit
2,05±1,10 0,79
7 Mich über meine Gesundheit zu sorgen, hilft mir dabei, sie zu erhalten 2,36±1,22 0,79
Negative Metakognitionen über Krankheittssorgen
8 Meine Sorgen über meine Gesundheit halten an, egal, wie ich mich bemühe, sie zu stoppen 1,28±0,67 0,90
9 Beginne ich, mich über meine Gesundheit zu sorgen, kann ich nicht mehr damit aufhören 1,23±0,65 0,90
10 Die vielen Sorgen über meine Gesundheit machen mich beinahe krank 1,16±0,57 0,96
11 Ich kann meine sorgenvollen Gedanken über meine Gesundheit nicht ignorieren 1,42±0,83 0,89
12 Meine Besorgnis über meine Gesundheit könnte dazu führen, dass ich verrückt werde 1,11±0,48 0,92
13 Meine Neigung, mich über meine Gesundheit zu sorgen, ist gefährlich für mich 1,16±0,53 0,91
Tab. 3 „Structural-equation-models“(SEM)-basierte geschätzte Korrelationena der latenten Variablen positive und negative Metakognitionen mit Krankheitsangst, Krankheitsüberzeu-gungen und somatischen Beschwerden (Whiteley Index)
Positive Meta-kognitionen
Negative Me-takognitionen
Krank-heits-angst
Krankheits-überzeu-gungen
Somatische Beschwerden
Positive Meta-kognitionen
1
Negative Me-takognitionen
0,27** (0,29**) 1
Krankheits-angst
0,36** (0,37**) 0,83** (0,80**) 1
Krankheits-überzeu-gungen
0,13* (0,14*) 0,75** (0,63**) 0,64** (0,55**)
1
Somatische Beschwerden
0,05 (0,04) 0,66** (0,51**) 0,65** (0,58**)
0,75** (0,58**) 1
aStandardisierte Korrelationskoeffizienten; Werte in Klammern geben SEM-basierte geschätzte Korrelationen unter Berücksichtigung von Depressivität als Kovariate an.*p<0,05; **p<0,01.
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Arzt diagnostizierte körperliche Erkran-kung, die schon länger als 3 Monate vor-liegt?“. Ferner wurde gefragt, bei wie vie-len verschiedenen Ärzten die Teilnehmer im letzten Jahr waren, mit den Antwort-optionen „Ich war bei keinem Arzt“, „Ich war nur bei einem Arzt“, „bei 2 Ärzten“, „bei 3 bis 5 Ärzten“, „bei 6 bis 10 Ärzten“ und „bei mehr als 10 Ärzten“.
Statistische Analysen
MessmodellanalysenDie erwartete 2-dimensionale Antwort-struktur der PM und NM wurde durch nichtlineare (2-Parameter-Item-Respon-se-Theorie-Normal-Ogivenmodell; zu-sammenfassend: Glöckner-Rist u. Hoij-tink 2003) konfirmatorische Faktorenana-lysen (CFA) geprüft. Ein möglicher Ein-fluss der Variablen Geschlecht, Bildung, Alter und Gesundheitsstatus auf identifi-zierte Metakognitionsdimensionen wur-de geprüft, indem diese jeweils als Kova-riate in das akzeptierte Messmodell aufge-nommen wurden. Das Alter wurde dabei in 3 Kategorien aufgeteilt (18 bis 37 Jah-re; 38 bis 51 Jahre; ≥52 Jahre). Ebenfalls durch Einschluss als Kovariate wurde er-mittelt, ob die Reihenfolge, in der die PM und NM vorgegeben wurden (PM vor NM oder umgekehrt) einen Einfluss auf die Beantwortung hatte.
ValiditätsprüfungenDie Validierung identifizierter Metakog-nitionsdimensionen erfolgte in 2 Schrit-ten: Erstens wurden die korrelativen Zu-sammenhänge zwischen diesen und den Dimensionen des WI durch ein Struk-turgleichungsmodell („structural equa-tion model“, SEM) ermittelt. Zusätzlich wurden hierbei die um Depressivität be-reinigten Zusammenhänge berechnet, indem das Messmodell für Depressivi-tät (erfasst durch den PHQ-9) als Kova-riate in das Modell aufgenommen wur-de. Zweitens wurden PM und NM in wei-teren SEM-Analysen zur Vorhersage der Variablen Arztinanspruchnahme und De-pressivität eingesetzt. Diese SEM-Analy-sen wurden gesondert für die Probanden ohne und mit gesundheitlichen Belastun-gen durchgeführt, um die Unabhängig-keit der Ergebnisse dieser Prüfungen vom Gesundheitsstatus der Befragten zu ermit-teln. In allen Validitätsprüfungen wurden die nach den Messmodellanalysen signifi-kanten Kovariaten beibehalten.
ModellbewertungAlle Analysen wurden mit dem Pro-gramm Mplus (Version 6.12; Muthén u. Muthén 2010) unter Verwendung eines robusten, mittelwert- und varianzadjus-tierten „Weighted-least-squares“-Schät-zers (WLSMV) für nichtnormalverteilte,
kategoriale Daten berechnet. Zur Be-wertung der allgemeinen Modellpassung wurden RMSEA, TLI und CFI herangezo-gen. Werte der RMSEA ≥0,05 weisen auf eine gute, Werte zwischen 0,05 und 0,08 auf eine akzeptable Passung eines Modells hin (Brown u. Cudeck 1993). Werte von CFI und TLI >0,95 sprechen für eine gu-te, Werte zwischen 0,90 und 0,95 für eine akzeptable Passung eines Modells (Hu u. Bentler 1999). Bei derart umfangrei-chen Stichproben wie der hier analysier-ten legt der χ2-Test häufig fälschlicher-weise eine Ablehnung von Modellen na-he (z. B. Brown 2006). Seine Werte wer-den hier der Vollständigkeit halber den-noch berichtet. Zur Erhöhung der Stabi-lität der Schätzungen wurden Werte der höchsten oder der niedrigsten Antwort-kategorien einzelner Items so lange mit denen der unmittelbar benachbarten Ka-tegorien zusammengefasst, bis eine Zell-häufigkeit von 5% erzielt wurde (Brown u. Benedetti 1977). Modellmodifikatio-nen wurden basierend auf den von MPlus ausgegebenen Modifikationsindizes vor-genommen, wenn diese theoretisch plau-sibel begründet werden konnten (Jöres-kog 1993).
Abb. 1 8 Prädiktive Beziehungen von positiven und negativen Metakognitionen zu Depressivität und zur Anzahl von Konsultationen verschiedener Ärzte im letzten Jahr für die gesundheitlich unbelastete (a) und gesundheitlich belastete Subgruppe (b). Angegeben sind standardisierte Koeffizienten. CFI „comparative fit index“, RMSEA „root mean square error of approximation“, TLI Tucker-Lewis-Index
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Schwerpunkt: Krankheitsangst – Originalien
Ergebnisse
Metakognitionsdimensionen
Ein zufriedenstellend passendes 2-dimen-sionales CFA-Modell bestätigte die erwar-tete 2-dimensionale Struktur von PM und NM (χ2=620,31; df =64; RMSEA =0,08; CFI =0,98; TLI =0,97). Die Erklärung der Antwortkovarianzen durch ein sol-ches Modell kann jedoch deutlich verbes-sert werden (χ2=342,46; df =63; RMSEA =0,06; CFI =0,99; TLI =0,99), wenn die Korrelation der Residuen der Items 1 und 2 als signifikant von 0 abweichend spe-zifiziert wird (cov =0,65). Offensichtlich ist die nur diesen beiden Items gemein-same systematische Varianz darauf zu-rückzuführen, dass sie im Unterschied zu den anderen Items spezifisch das Aufsu-chen eines Arztes ansprechen (.Tab. 2). In weiteren Analysen wurde deshalb diese Residuenkorrelation als von 0 abweichend beibehalten. Alle Items sind relativ hoch mit den ihnen zugeordneten Faktoren as-soziiert (.Tab. 2), bei geringer Faktorin-terkorrelation (r=0,29).
Einflüsse von Kovariaten
Der Einfluss von PM-NM-Vorgaberei-henfolge, Geschlecht, Alter, Bildung und Gesundheitsstatus auf die Kognitionsdi-mensionen wurde geprüft, indem die-se gesondert als Kovariate in das akzep-tierte CFA-Messmodell für die Metakog-nitionen aufgenommen wurden. Danach beeinflussten weder die PM-NM-Abfol-ge noch das Geschlecht oder die Bildung die Antworten der Befragten bedeutsam (p>0,05). Negative Metakognitionen wa-ren jedoch bei jüngeren Befragten ausge-prägter als bei älteren (β=−0,10; p<0,05). Gesundheitlich Belastete hatten ausge-prägtere PM (β=0,13, p<0,01) und NM (β=0,17, p<0,01) als gesundheitlich unbe-lastete Personen.
Validitätsprüfungen
Zusammenhänge von positiven und ne-gativen Metakognitionen mit Dimensio-nen der Krankheitsangst. Dass PM und NM jeweils am höchsten mit Krankheits-angst assoziiert waren, ist .Tab. 3 zu ent-nehmen. Negative Metakognitionen kor-
relierten höher als PM mit allen 3 WI-Di-mensionen. In das Modell zur Prüfung dieser Zusammenhänge wurden eben-falls die nach den Messmodellanalysen signifikanten Kovariaten Alter und Ge-sundheitsstatus aufgenommen. Wie zu erwarten, zeigen sie ein Kovariations-muster mit den Metakognitionsdimen-sionen, das dem oben bereits beschriebe-nen entspricht. Abschließend wurde der Einfluss von Depressivität auf diese Zu-sammenhänge geprüft, indem Depressi-vität als Kovariate in das Modell aufge-nommen wurde. Das Kovariationsmuster (.Tab. 3) zwischen PM und allen weite-ren Dimensionen sowie NM und Krank-heitsangst änderte sich nur marginal. Die Assoziationen der NM mit Krankheits-überzeugungen und somatischen Be-schwerden fielen etwas geringer aus.
Positive und negative Metakognitio-nen, Depressivität und Arztinanspruch-nahme. Lassen sich mit PM und NM De-pressivität und die Häufigkeit von Konsul-tationen verschiedener Ärzte im letzten Jahr vorhersagen? Um diese Frage zu be-antworten, wurden SEM-Analysen geson-dert für die gesundheitlich nichtbelasteten Teilnehmer und die gesundheitlich belas-teten Teilnehmer durchgeführt, in die das Alter als zusätzlicher Prädiktor auf-genommen wurde (.Abb. 1). Negative Metakognitionen eignen sich zur Vorher-sage der Depressivität in der Subgruppe unbelasteter Befragter (β=0,46; p<0,01), nicht jedoch PM (β=−0,06; p>0,05). Je ausgeprägter die PM dieser Teilnehmer sind, desto mehr Ärzte haben sie im letz-ten Jahr konsultiert (β=0,31; p<0,01). Die-ser Zusammenhang gilt jedoch nicht für NM (β=0,01; p>0,05). Die Anzahl kon-sultierter Ärzte und das Ausmaß der De-pressivität korrelieren nicht signifikant (.Abb. 1a).
Gesundheitlich belastete Befragte ha-ben demgegenüber nicht nur umso mehr Ärzte im letzten Jahr aufgesucht, je ausge-prägter sie PM angaben (β=0,20; p<0,01), sondern auch je ausgeprägter sie NM an-gaben (β=0,15; p<0,01). Ihre Depressivi-tätswerte kovariieren zudem nicht nur positiv, wie in der unbelasteten Gruppe, mit NM (β=0,57; p<0,01), sondern zu-sätzlich negativ mit PM (β=−0,15; p<0,01). Das heißt: Je stärker diese Befragten Sor-
genprozesse positiv beurteilen, desto we-niger sind sie depressiv belastet. Auch in dieser Gruppe sind Depressivität und die Anzahl konsultierter Ärzte nicht bedeut-sam assoziiert (.Abb. 1b).
Diskussion
Interpretation der Ergebnisse
Das Hauptanliegen der Studie war es, die Dimensionalität von Metakognitionen über Krankheitssorgen faktorenanalytisch zu überprüfen. Ausgehend von den Vor-arbeiten zur Formulierung von Metako-gnitionen bei Pelletier et al. (2002) sowie Bouman u. Meijer (1999) wurden Items zur Erfassung von PM und NM formu-liert, die spezifisch und ausschließlich auf Krankheitssorgen gerichtet waren. Die Modellprüfungen belegen, dass NM und PM psychometrisch solide erfasst wurden und entlang zweier Dimensionen variie-ren, die nur gering miteinander korreliert sind. Krankheitssorgen werden also tat-sächlich von metakognitiven Bewertun-gen begleitet, die einerseits Beeinträchti-gungen durch krankheitsängstliche Sor-genprozesse betreffen, andererseits aber diese Sorgenprozesse als funktional be-werten. Damit konnten die Befunde eines Zusammenhangs zwischen Krankheits-angst und PM, den Pelletier et al. (2002) sowie Bouman u. Meijer (1999) für ihre Stichproben berichteten, repliziert wer-den. Für den Nachweis der Robustheit der im Rahmen der vorliegenden Studie ge-fundenen Messmodelle für PM und NM hat der Vergleich dieser Modelle zwischen Teilnehmern mit und ohne ärztlich dia-gnostizierte körperliche Erkrankung Be-deutung. Wie erwartet, erreichen gesund-heitlich Belastete auf allen Dimensionen des WI höhere Werte als Nichtbelastete. Dies schlägt sich auch in der Stärke der PM und NM nieder, beeinflusst jedoch kaum die dimensionale Struktur. Die Di-mensionen PM und NM sind also un-abhängig vom Ausmaß einer Belastung durch eine körperliche Erkrankung ähn-lich nachweisbar und hängen auch ähn-lich mit den Dimensionen des WI zusam-men.
Positive und negative Metakogni-tionen waren positiv mit der Subskala „Krankheitsangst“ des WI assoziiert. Die
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Korrelationen mit den weiteren Subsk-alen des WI, „somatische Beschwerden“ und „Krankheitsüberzeugungen“, fielen dagegen geringer aus. Diese Zusammen-hänge machen deutlich, dass die hier un-tersuchten PM und NM für Krankheits-sorgen spezifische Metakognitionen dar-stellen. Wie auch in Untersuchungen der Metakognitionen zu den Sorgenprozes-sen bei der GAS waren die NM deutlich stärker mit Krankheitsangst assoziiert als die PM. Negative Metakognitionen wa-ren auch mit den übrigen Dimensionen des WI stark assoziiert, die PM waren je-doch nur gering mit Krankheitsüberzeu-gungen und nicht signifikant mit soma-tischen Beschwerden assoziiert. Negati-ve Metakognitionen erscheinen also we-niger spezifisch auf Krankheitssorgen be-zogen, sondern werden auch durch Symp-tombelastungen aus den beiden weiteren Symptombereichen des WI verstärkt, die ja hoch untereinander korrelieren. Umso bemerkenswerter ist der selektive Zusam-menhang der PM speziell mit der Krank-heitsangstdimension und nicht auch den weiteren somatisch-hypochondrischen Symptomen des WI. Die hier dargestell-ten Zusammenhänge blieben auch bei Be-rücksichtigung von Depressivität stabil.
Die Spezifität der PM und die Korre-lation zwischen PM und NM sind gut mit der Modellvorstellung von Wells (2009) zur Ätiologie solcher metakognitiven Pro-zesse vereinbar: Demnach bewirkt eine initial positive Bewertung von Sorgenpro-zessen als Mittel zur Problemlösung, dass bei einer krankheitsangstbezogenen Be-drohung diese gezielt eingesetzt werden. In der Folge verselbstständigen sich diese Sorgenprozesse jedoch: Sie treten häufiger auf, führen nicht mehr zum gewünschten Ergebnis einer Problemklärung, werden weiter fortgeführt und sind nicht mehr zuverlässig abzustellen. Als Reaktion auf diese Veränderungen werden zunehmend negative Bewertungen im Sinne einer Be-einträchtigung durch zunehmend un-kontrollierbare Sorgen ausgebildet. Die Prüfung dieser ätiologischen Hypothese würde jedoch eine Untersuchung von Ri-sikoprobanden über einen längeren Zeit-raum erfordern.
Zur Validierung der PM- und NM-Skala sollten deren Zusammenhänge mit für das Bild der Krankheitsangst wich-
tigen Variablen untersucht werden. Die Studie beschränkte sich auf „doctor shop-ping“ sowie Depressivität, und es wur-den die fraglichen Zusammenhänge ge-sondert für jene Teilnehmer bestimmt, die eine ärztlich diagnostizierte Erkran-kung angaben, und die Teilnehmer ohne gesundheitliche Belastung. Diese Tren-nung erschien wichtig, um die Zusam-menhänge nicht durch die Kovariation der geprüften Variablen mit körperlicher Erkrankung und deren Konsequenzen für Arztkonsultationen sowie Depressi-vität zu überschätzen. „Doctor shopping“ ist typisch für die hypochondrische Stö-rung, da sich hierin der Wunsch nach ei-ner Rückversicherung ausdrückt, gleich-zeitig auch die relative Wirkungslosigkeit dieses Verhaltens, da neue Arztkonsultati-onen nach kurzer Zeit dringend werden. Als Indikator für Doctor shopping wur-de die Zahl der Konsultationen verschie-dener Ärzte im letzten Jahr verwendet. Natürlich ist dies nur ein sehr vages Maß für Doctor shopping, da damit begründe-te und nichtbegründete Arztbesuche glei-chermaßen erfasst werden. Deshalb ist es umso bemerkenswerter, dass PM erwar-tungsgemäß mit den Arztkonsultationen assoziiert waren, nicht aber NM. Zwar ist bei diesem Querschnittsbefund die Kau-salrichtung nicht zu entscheiden, es soll aber doch versuchsweise eine solche In-terpretation vorgeschlagen werden: Die-ser Zusammenhang könnte funktional so zustande kommen, dass mit PM eine Haltung des aktiven Problemlösens ver-bunden ist, auch wenn diese zu dysfunk-tionalen Verhaltensweisen wie z. B. dem Doctor shopping führt. Alternativ ist zu überlegen, ob PM nicht lediglich eine Fa-cette positiver und vertrauensvoller Ein-stellungen gegenüber Ärzten sind. Ein so gerichteter funktionaler Zusammen-hang erscheint allerdings weniger plau-sibel: Häufigere Arztbesuche werden bei Krankheitsängstlichen durch die jeweils nur kurz anhaltende Beruhigung notwen-dig und so durch negative Verstärkung aufrechterhalten, nicht durch besonders positive Einstellungen gegenüber Ärzten.
Entsprechend den Befunden verschie-dener Untersuchungen zum Zusammen-hang zwischen NM und PM sowie dem Ausmaß der Depressivität bei studen-tischen (Arndt et al. 2011) und depressiven
(Papageorgiou u. Wells 2003) Stichproben wurde ein starker Zusammenhang spezi-ell der NM mit Depressivität, ein schwä-cherer für PM erwartetet. Dies bestätigte sich in beiden Subgruppen, wobei in der belasteten Subgruppe ein nichterwarteter negativer Zusammenhang zwischen PM und Depressivität festzustellen war. Auch bei diesem Zusammenhang ist die Kausal-richtung nicht zu entscheiden. Denkbar ist aber, dass PM zumindest teilweise die depressogene Wirkung der NM aufheben, da die PM Handlungsorientierung oder auch Selbstwirksamkeit im Hinblick auf die durch eine tatsächliche oder befürch-tete Erkrankung entstandene Problemsi-tuation widerspiegeln. Dadurch könnten sie depressive Einschätzungen und Re-aktionen reduzieren. Alternativ ist denk-bar, dass die mit zunehmender Depressi-vität verbundene Hoffnungslosigkeit im-mer weniger Spielraum für PM lässt, was ebenfalls zu einem im Querschnitt nega-tiven Zusammenhang zwischen Depres-sivität und PM führen würde. Natürlich müssen solche kausalen Überlegungen in einer Längsschnittuntersuchung geprüft werden.
Trotz der deutlichen Unterschiede zwischen den beiden nach ihrem Erkran-kungsstatus unterschiedenen Subgrup-pen, auch hinsichtlich der Ausprägung von Krankheitsangst, sind die gefunde-nen Beziehungen über beide Gruppen re-lativ stabil: Die Gemeinsamkeiten über-wiegen deutlich die Unterschiede. Dies spricht für eine gute Generalisierbarkeit bzw. Übertragbarkeit der Ergebnisse auch auf andere Populationen als die hier un-tersuchte. Entscheidend für die Genera-lisierbarkeit wird jedoch eine Überprü-fung der hier vorgestellten Messmodelle und Zusammenhänge an Patientenstich-proben sein.
Limitationen der Studie
Bezüglich der analysierten Stichprobe fal-len die im Vergleich zu einer Bevölke-rungsstichprobe (Rief et al. 1994) hohen Werte von Krankheitsangst und Depres-sivität auf. Es wurde bereits darauf hin-gewiesen, dass dieser Effekt auf die ge-sundheitlich belastete Subgruppe zurück-geht. Denkbar ist, dass der Einladung zur Teilnahme an der Untersuchung bevor-
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Schwerpunkt: Krankheitsangst – Originalien
zugt jene Mitglieder des Panels gefolgt sind, die aktuell besonders mit dem The-ma Krankheit befasst sind, d. h. Personen mit Krankheitsangst genauso wie Per-sonen mit ärztlich diagnostizierten Er-krankungen. Im Vergleich zu Umfragen in anderen „access panels“ liegt die Rück-laufquote von 22,4% eher im unteren Be-reich (Vonk et al. 2007), allerdings hän-gen die Unterschiede in den Rücklaufquo-ten überwiegend davon ab, ob inaktive Pa-nelmitglieder konsequent aus den Befra-gungen ausgeschlossen werden (Vonk et al. 2007). Auch im Panel dieser Stu-die wäre die Rücklaufquote erheblich hö-her, wenn sie nur auf die Gesamtheit der tatsächlich aktiven, d. h. regelmäßig den Einladungen zur Beteiligung an Umfra-gen folgenden Panel-Mitglieder bezogen würde. Aber auch dann wäre noch eine solche Selbstselektion möglich. Die Auf-teilung der Gesamtgruppe in gesundheit-lich belastete und nichtbelastete Teilneh-mer sowie die gesondert für diese bei-den Subgruppen durchgeführten Berech-nungen der Strukturgleichungsmodel-le erlaubten es jedoch, diesen angenom-menen Selbstselektionsfaktor zu berück-sichtigen und damit die Robustheit der berichteten Messmodelle und der in den SEM gesicherten Zusammenhänge zu be-legen.
Schlussfolgerungen
Hypchondrie bzw. Krankheitsangst wer-den wegen ihrer traditionellen Zuordnung zu somatoformen Störungen in der Regel nicht unter dem Aspekt ihrer Ähnlichkeit zur GAS gesehen. Die vorgestellten Er-gebnisse sprechen dafür, dass Krankheits-angst mit Sorgenprozessen einhergeht, die ähnlich wie bei GAS metakognitiv auf den 2 Dimensionen der PM und NM be-wertet werden. Spezifisch für PM konnte nachgewiesen werden, dass sie mit einem für Krankheitsangst zentralen rückversi-chernden Verhalten, dem Doctor shop-ping, assoziiert sind. Eine naheliegende Konsequenz dieser Befunde ist, dass PM und NM auch in eine kognitiv-behavio-rale Fallkonzeption der Krankheitsangst aufgenommen werden sollten, ähnlich wie dies bei kognitiv-behavioralen Model-len der GAS praktiziert wird. Im nächsten Schritt ist zu prüfen, inwieweit Strategien
zur Modifikation von Metakognitionen, die für andere Störungen bereits erprobt wurden, in der Behandlung von Krank-heitsangst eingesetzt werden können.
Fazit für die Praxis
Wie bei der Behandlung der GAS sollten NM und PM Krankheitsängstlicher in ein Störungsmodell integriert und bei der Zielklärung berücksichtigt werden. Be-reits für andere Störungen erprobte Me-thoden der Veränderung sowohl von NM (z. B. Verhaltensexperimente zur Über-prüfung der Unkontrollierbarkeit und Gefährlichkeit von Sorgenprozessen; Aufmerksamkeitstraining, um sich von Sorgenprozessen abwenden zu können) und auch PM (z. B. kritische Überprüfung des Nutzens von Sorgen; Aufdeckung von Diskrepanzen zwischen Sorgen und Wirklichkeit) sollten therapeutisch ge-nutzt werden. Dies ist umso wichtiger, als vorhandene PM einem von Patien-ten gern formulierten Ziel „Ich möchte mir keine Sorgen über meine Gesundheit mehr machen“ widersprechen und dieser Widerspruch bei der Erarbeitung prakti-kabler Behandlungsziele berücksichtigt werden muss. Ein völlig sorgenfreier Um-gang mit Krankheiten ist kein praktikab-les Therapieziel; anzustreben ist eher ein funktionaler Umgang unter Vermeidung von dysfunktionalen und repetitiven Sor-genprozessen. Deshalb sollte ein Bedin-gungsmodell neben den nachteiligen Auswirkungen der NM auch die sorgen-initiierende und aufrechterhaltende Be-deutung der PM berücksichtigen.
Korrespondenzadresse
Jens BarenbrüggeInstitut für Psychologie, Klinische Psychologie und Psychotherapie, Westfälische Wilhelms-UniversitätFliednerstr. 21, 48149 Mü[email protected]
Einhaltung ethischer Richtlinien
Interessenkonflikt. Jens Barenbrügge, Angelika Glöckner-Rist und Fred Rist geben an, dass kein Inter-essenkonflikt besteht.
Literatur
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Unterstützung klinischer Studien und anderer wissen-schaftlicher Untersuchungen
