Transcript
Norbert Grulke1 Harald Bailer1 Gabriele Schmutzer2 Elmar Brähler2 Gerd Blaser3 Michael Geyer3 Cornelia Albani3
Normierung der deutschen Kurzform des Fragebogens ¹Profile of Mood States“ (POMS) anhand einer reprä− sentativen Bevölkerungsstichprobe ± Kurzbericht
Zusammenfassung
Abstract
Der Fragebogen ¹Profile of Mood States“ (POMS) dient der Erfas− sung von Befindlichkeit in verschiedenen klinischen und außer− klinischen Bereichen. Für die deutsche Kurzform mit 35 Items (7−stufige Antwortskalierung, bezogen auf die letzten 24 Stun− den) werden anhand einer Repräsentativbefragung der deut− schen Bevölkerung (2043 Befragte) die bisher ausstehenden Ver− gleichswerte für die vier Skalen (Niedergeschlagenheit/Angst, Mü− digkeit, Tatendrang und Missmut) berichtet. Die Skala Missmut wurde von den Variablen Geschlecht, Alter, Bildungsniveau (Abi− tur/Studium vs. andere Schulabschlüsse) und aktueller Wohnort (Westdeutschland vs. Ostdeutschland) nicht wesentlich beein− flusst. Demgegenüber erwies sich eine entsprechende Differen− zierung der Vergleichswerte bei den anderen drei Skalen als er− forderlich, die detailliert mitgeteilt werden.
The questionnaire ¹Profile of Mood States (POMS)“ is recommen− ded as a measure of mood states in patients and non−clinical samples. On the basis of a representative sample (2043 subjects) reference values for the four scales (Depression/Anxiety, Fatigue, Vigor, Anger) of the German short version of the ¹Profile of Mood States“ (POMS ± 35 items, 7 point scale, instruction ¹How you have been feeling during the past 24 hours?“) are presented. The scale Anger was independent from variables gender, age, education and current residence. In contrast to the other three scales these differentiations were necessary and detailed refer− ence values are reported.
Einleitung
schließlich heute“ beantwortet werden. Im deutschen Sprach− raum scheint sich die Kurzform in der Bearbeitung von Biehl, Dangel u. Reiser [3] etabliert zu haben, die vor allem durch die Arbeit von Bullinger et al. [4] bekannt wurde. Diese deutsche Kurzform besteht aus 35 Items, die 4 Skalen bilden: Niederge− schlagenheit/Angst (14 Items), Müdigkeit (7 Items), Tatendrang (7 Items) und Missmut (7 Items). Wie in den englischsprachigen Va− rianten liegen auch für diese deutsche Kurzform verschiedene
Der Fragebogen ¹Profile of Mood States“ (POMS) zählt im klini− schen Bereich, aber auch im außerklinischen Kontext, zu den häufig eingesetzten Instrumenten zur Erfassung von emotiona− ler Befindlichkeit. Die amerikanische Originalversion [1, 2] um− fasst 65 Items, die auf einer 5−stufigen Skala (¹0 = gar nicht“ bis ¹4 = sehr stark“) für den Zeitraum der ¹vergangenen Woche, ein−
Key words POMS ´ psychological distress ´ representative sample ´ stand− ardization
Institutsangaben Universitätsklinikum Ulm, Klinik für Psychosomatische Medizin und Psychotherapie 2 Universitätsklinikum Leipzig, Selbstständige Abteilung für Medizinische Psychologie und Medizinische Soziologie 3 Universitätsklinikum Leipzig, Klinik für Psychotherapie und Psychosomatische Medizin 1
Korrespondenzadresse PD Dr. Dr. Norbert Grulke ´ Universitätsklinik für Psychosomatische Medizin und Psychotherapie ´ Frauensteige 14 a ´ 89075 Ulm ´ E−mail: norbert.grulke@uni−ulm.de Eingegangen: 18. Oktober 2005 ´ Angenommen: 10. Juli 2006 Bibliografie Psychother Psych Med 2006; 56: e1 ± e5 Georg Thieme Verlag KG Stuttgart ´ New York DOI 10.1055/s−2006−940129 ISSN 0937−2032
Originalarbeit
Standardization of the German Short Version of ¹Profile of Mood States“ (POMS) in a Representative Sample ± Short Communication
e1
Instruktionen vor: 5− vs. 7−stufige Antwortmöglichkeiten und als Erfassungszeiträume ¹die letzten 24 Stunden“ vs. ¹die letzte Wo− che einschließlich heute“ [3, 4].
Originalarbeit
Bullinger et al. [4] berichten für die deutsche Kurzform (5−stufige Antwortalternativen, Erhebungszeitraum letzte Woche) an einer Stichprobe von 143 Medizinstudenten befriedigende interne Konsistenzkoeffizienten (Cronbachs a ³ 0,88 für alle vier Skalen), die in einer von uns durchgeführten Repräsentativerhebung be− stätigt (a ³ 0,89) und in dieser Zeitschrift im Jahr 2005 publiziert wurden [5]. Auf diese Arbeit [5] verweisen wir auch im Hinblick z. B. auf Fragebogenkonstruktion, faktorielle Struktur, Vertei− lungscharakteristika und weitere Aspekte. Die vorliegende Ar− beit beschränkt sich auf die noch ausstehende Mitteilung von Normen für die deutsche Kurzform des POMS (35 Items), die auch Bullinger [6] als Desiderat hervorhebt.
Schulabschlüsse) und aktueller Wohnort (Westdeutschland vs. Ostdeutschland). Da sich bei der vorliegenden Stichprobengröße bereits nume− risch kleine Unterschiede als statistisch signifikant erweisen, aber im Hinblick auf die praktisch−klinische Relevanz unbedeu− tend sind, beurteilten wir die Notwendigkeit für eine Differen− zierung der Variablen anhand der Effektstärken. Nach Cohen [7] gelten für Mittelwertsunterschiede Effektstärken > 0,20 als schwache, > 0,50 als mittlere und > 0,80 als starke Effekte. Diffe− renzierte Vergleichsnormen werden mitgeteilt, wenn die Ein− flussgrößen zumindest schwache Effekte zeigen. Mittelwertsvergleiche für zwei Gruppen erfolgten mittels t−Test, für mehr als zwei Gruppen mittels einfaktorieller Varianzanaly− se. Die Daten wurden mithilfe des statistischen Softwarepakets SPSS für Windows 10.0 analysiert.
Methoden ¹Profile of Mood States“ (POMS) In der vorliegenden Untersuchung wurde die deutsche Kurzform mit 35 Items und 7 Antwortmöglichkeiten (0 = ¹überhaupt nicht“, 1 = ¹sehr schwach“, 2 = ¹schwach“, 3 = ¹etwas“, 4 = ¹ziem− lich“, 5 = ¹stark“, 6 = ¹sehr stark“) verwendet [3]. Die ProbandIn− nen waren aufgefordert, ihre Befindlichkeit in den letzten 24 Stunden zu beschreiben. Für das Item 19 ¹neidig“ im Original verwendeten wir die Formulierung ¹neidisch“. Die Berechnung der vier Skalenwerte des POMS (Niedergeschlagenheit/Angst, Mü− digkeit, Tatendrang und Missmut) erfolgte manualgemäß als Summe der Itemwerte.
Stichprobe Die Daten der vorliegenden Untersuchungen wurden im Herbst 2002 im Rahmen einer bevölkerungsrepräsentativen Mehrthe− menumfrage erhoben. Eine ausführliche Beschreibung zum Vor− gehen und der Stichprobe findet sich bei [5]. Von den 2043 Be− fragten waren 53,0 % weiblich. Das mittlere Alter betrug 48,9 Jah− re (S 18,1; Range 14 ± 93). 58 % der ProbandInnen gaben an, in ei− ner Partnerschaft zu leben. 43,5 % waren erwerbstätig, 8,9 % ar− beitslos und 31,7 % RentnerInnen.
Ergebnisse e2
In die Auswertung wurden alle Fragebogen mit maximal einem fehlenden Item pro Skala (ersetzt durch Skalenmittelwert) ein− bezogen (n = 2005). Im Hinblick auf mögliche Einflussfaktoren auf die Skalenwerte wurden die folgenden Variablen geprüft: Geschlecht, Alter, Bil− dungsniveau (höheres = Abitur/Studium vs. niedrigeres = andere
Für die Skala Missmut ergaben sich keine bedeutsamen Effekte der Variablen Geschlecht, Alter, Bildung (Abitur vs. andere Schul− abschlüsse) und aktueller Wohnort (Westdeutschland vs. Ost− deutschland).
Tab. 1 POMS−Skalenmittelwerte M, Standardabweichungen SD und Effektstärken für den Vergleich zwischen Teilstichproben nach Ge− schlecht, Wohnort und Bildungsniveau n Geschlecht Niedergeschlagenheit Tatendrang Müdigkeit Missmut
1
n
M
7,95 23,76 7,15 6,20
11,58 8,55 7,33 6,91
1063 1062 1064 1063
10,90 22,02 9,40 6,48
10,11 22,35 8,88 6,58
13,16 9,17 8,24 7,03
986 984 985 986
9,92 22,63 8,39 6,42
13,07 8,79 7,95 7,03
258 258 259 258
Effektstärke
13,60 8,91 8,30 7,15
0,23 0,20 0,29 0,04
12,33 8,34 7,57 7,03
0,10 0,11 0,14 0,07
10,13 8,65 7,87 7,04
0,25 0,18 0,04 0,08
Ostdeutsche
niedrigeres 1747 1745 1746 1747
SD
Frauen
Westdeutsche 1019 1019 1020 1019
Bildungsniveau1 Niedergeschlagenheit Tatendrang Müdigkeit Missmut
SD
Männer 942 941 941 942
Wohnort Niedergeschlagenheit Tatendrang Müdigkeit Missmut
M
8,89 23,35 7,78 6,10 höheres
höheres Bildungsniveau = Abitur/Studium, niedrigeres = sonstige Schulbildung
Grulke N et al. Normierung der deutschen ¼ Psychother Psych Med 2006; 56: 1 ± 5
6,76 24,25 8,05 5,84
Tab. 2 POMS−Skalenmittelwerte M und Standardabweichungen SD für die Gesamtstichprobe und Altersgruppen Niedergeschlagenheit n
M
Tatendrang SD
n
Müdigkeit
M
SD
n
Missmut M
SD
n
M
SD
bis 24 Jahre
235
8,17
11,86
235
25,34
8,82
236
6,45
7,35
235
5,74
6,69
25 ± 34 Jahre
261
7,02
9,89
261
25,58
8,59
261
6,99
7,31
261
6,36
6,65
35 ± 44 Jahre
354
9,32
12,96
354
24,95
8,56
354
7,97
7,76
354
7,30
7,62
45 ± 54 Jahre
327
9,49
12,59
327
23,33
7,96
327
8,18
7,62
327
6,54
6,95
55 ± 64 Jahre
364
10,44
13,39
363
22,42
8,28
363
8,16
7,59
364
6,44
7,06
65 ± 74 Jahre
297
10,19
13,35
297
19,47
7,86
297
9,61
8,17
297
5,88
6,79
ab 75 Jahre
167
12,51
14,65
166
16,51
8,63
167
12,39
9,24
167
5,38
7,21
2005
9,51
12,77
2003
22,84
8,79
2005
8,34
7,94
2005
6,35
7,04
gesamt
Tab. 4 Perzentile für Rohwerte der Skala Niedergeschlagenheit für verschiedene Altersgruppen (Jahre)
Perzentil
Perzentil Altersgruppen
Niederge− schlagenheit
Müdigkeit
5
Tatendrang
Missmut
18 ± 24
25 ± 34
35 ± 44
45 ± 54
55 ± 64
65 ± 74
ab 75
n = 235
n = 261
n = 354
n = 327
n = 364
n = 297
n = 167
Originalarbeit
Tab. 3 Perzentile und jeweilige Rohwerte in der Gesamtstichprobe (n = 2003 ± 2005)
7
10 15 20
11
5
0
13
10
1
15
25
0
2
17
0
20
30
±
±
19
1
25
0
35
1
3
20
±
30
±
40
2
4
21
2
35
45
3
5
22
3
50
4
6
24
55
5
7
60
7
65
15
0 ± 0
0
0
0
1
0
±
±
1
±
2
±
±
1
1
±
1
±
40
1
1
2
2
2
2
3
4
45
2
2
±
3
3
3
5
25
5
50
3
±
3
4
5
4
6
8
26
6
55
4
3
4
5
6
5
8
9
10
27
7
60
6
5
6
7
8
7
11
70
11
11
28
9
65
7
6
8
9
10
10
13
75
14
13
29
10
70
8
7
10
11
12
13
17
80
18
14
31
12
75
10
10
14
15
16
15
20
85
23
17
32
14
80
14
13
17
18
20
20
23
90
29
20
34
17
85
18
16
22
22
25
26
28
95
38
24
36
20
90
25
23
28
29
31
33
34
99
54
33
40
29
95
38
32
37
37
40
38
42
99
54
39
58
56
54
59
63
Lesehinweis: In einer Zeile ist derjenige Rohwert angegeben, für den in der betrachteten Stichprobe das jeweilige Perzentil überschritten wird. Beispiel für die Skala Müdigkeit: Rohwert 11 überschreitet das 70. Perzentil, d. h. mehr als 70 %, aber höchstens 75 % der betrachteten Probanden hat einen Rohwert von 11 oder darunter. Nicht eigens genannte Rohwerte liegen im Perzentilband unterhalb desjenigen des nächsten aufgeführten höheren Rohwerts. Beispiel für die Skala Müdigkeit: Rohwert 18 ist nicht aufgeführt, der nächsthöhere aufgeführte Wert ist 20. Rohwert 18 liegt somit im Bereich darunter, also 85. ± 90. Perzentil
ben auf der Skala Niedergeschlagenheit deutlich niedrigere Werte an als Befragte mit niedrigeren Schulabschlüssen.
Geschlecht und Alter erwiesen sich als bedeutsam bei den Skalen Niedergeschlagenheit, Tatendrang und Müdigkeit, wobei sich für alle Vergleiche lediglich schwache Effektstärken unter 0,30 erga− ben. Frauen beschreiben sich in ihrer Befindlichkeit auf allen Skalen eingeschränkter als Männer (Tab. 1). Hinsichtlich des Wohnorts ergaben sich keine relevanten Unterschiede. Befragte mit höhe− rem Bildungsniveau (Abitur bzw. abgeschlossenem Studium) ga−
Bezüglich der Altersgruppen bestätigt sich der zu erwartende Trend von zunehmender Niedergeschlagenheit und Müdigkeit und abnehmendem Tatendrang mit steigendem Lebensalter (s. Tab. 2). Tab. 3 ± 7 erlauben eine Zuordnung der Rohwerte zu Intervallen mit einer Breite von fünf Prozentrangpunkten. Es ist jeweils dar− gestellt, ab welchem Rohwert das 5., 10., 15., ¼, 95. und 99. Per− zentil überschritten wird. Zur Verdeutlichung ein Lesebeispiel für Tab. 3: Für die Skala Nie− dergeschlagenheit habe sich ein Rohwert von 8 ergeben. In der
Grulke N et al. Normierung der deutschen ¼ Psychother Psych Med 2006; 56: 1 ± 5
e3
Tab. 5 Perzentile für Rohwerte der Skala Müdigkeit für verschiede− ne Altersgruppen (Jahre)
Tab. 6 Perzentile für Rohwerte der Skala Tatendrang für verschie− dene Altersgruppen (Jahre)
Perzentil Altersgruppen
Perzentil Altersgruppen
18 ± 24
25 ± 34
35 ± 44
45 ± 54
55 ± 64
65 ± 74
ab 75
18 ± 24
25 ± 34
35 ± 44
45 ± 54
55 ± 64
65 ± 74
ab 75
n = 236
n = 261
n = 354
n = 327
n = 363
n = 297
n = 167
n = 235
n = 261
n = 354
n = 327
n = 363
n = 297
n = 166
5 10 15
0
5
8
10
8
10
8
5
1
0
0
0/1
2
10
14
13
11
13
11
8
5 7
Originalarbeit
0
±
±
±
3
15
16
16
16
15
13
11
20
0
0
1
1
1
2
4
20
18
18
18
17
14
13
9
25
±
1
2
2
2
3
6
25
19
20
20
18/19
16
15
10
30
±
±
±
±
±
4
7
30
20
22
22
±
18
16
11
35
1
2
3
3
3
5
8
35
22
23
24
20
20
17
12
40
2
3
4
4
4
6
±
40
24
24
±
21
21
18
14
45
3
4
5
5
5
7
9
45
25
25/26
25
23
22
19
15
50
4
5
6
6
6
8
10
50
26
±
26
24
23
20
17
55
5
6
7
7
7
9
11
55
28
27/28
27
25
24
21
19
60
6
7
8
8
8
11
13
60
29
29
28
26
25
22
±
65
7
8
9
9
9
±
14
65
30
±
29
27
26
23
20
70
9
9
10
11
10
12
16
70
31
30
30
28
27
±
21
75
10
11
12
13
13
14
18
75
32
32
31
29
29
24
23
80
12
13
14
14
14
16
20
80
33
33
32
31
30
26
24
85
14
14
16
16
17
19
22
85
35
35
33
32
31
27
26
90
16
18
19
21
19
21
26
90
36
36
35
33
33
29
28
95
22
21
24
24
23
26
32
95
38
38
37
36
35
31
31
99
29
32
32
30
32
35
38
99
41
41
41
39
38
39
33
Tab. 7 Perzentile für Rohwerte der Skalen Niedergeschlagenheit, Müdigkeit und Tatendrang getrennt nach Geschlecht und der Skala Niederge− schlagenheit getrennt nach Bildungsniveau e4
Perzentil
Bildungsniveau1
Geschlecht Niedergeschlagenheit
Müdigkeit
Männer
Frauen
Männer
Frauen
Tatendrang Männer
Frauen
niedrigeres
höheres
n = 942
n = 1063
n = 941
n = 1064
n = 941
n = 1062
n = 1747
n = 258
5 10 15
Niedergeschlagenheit
9
6
0
12
10
0
1
14
12
20
0
±
2
16
14
25
±
1
3
18
16
0
30
0
1
2
4
20
18
±
0
35
±
2
±
5
21
19
1
±
40
1
3
3
±
22
20
2
1
45
2
4
4
6
23
22
3
2
50
±
5
5
7/8
24
23
4
±
55
3
7
6
±
25
24
5
3
60
5
9
7
9
27
25
7
4
65
6
11
8
11
28
26
9
5
70
8
13
10
13
29
27
12
7
75
11
17
11
14
30
28
15
9
80
14
21
13
16
31
30
19
11
85
19
26
15
19
33
32
24
15
90
24
31
18
21
35
33
30
22
95
35
40
22
26
36
36
38
30
99
50
58
31
35
41
39
55
41
1
höheres Bildungsniveau = Abitur/Studium, niedrigeres = sonstige Schulbildung
Grulke N et al. Normierung der deutschen ¼ Psychother Psych Med 2006; 56: 1 ± 5
Spalte Niedergeschlagenheit ist der Rohwert 7 für das 60. und 9 für das 65. Perzentil angegeben. Für den Rohwert 8 gilt somit, dass er oberhalb des 60., aber unterhalb des 65. Perzentils liegt, somit der zugehörige Prozentrang im Bereich 60 bis 65. (Faktisch gelten in der Normstichprobe für die Skala Niedergeschlagenheit z. B. folgende Prozentränge: für Rohwert 6: 59,9; 7: 62,0; 8: 64,6; 9: 66,8.)
Fazit für die Praxis
Ein Problem der vergleichenden Einordnung von Skalenwer− ten des POMS liegt in der Vielfalt der in der Praxis eingesetz− ten Versionen des POMS, die aus einer unterschiedlichen Ska− lierung (5− oder 7−stufig) und verschiedenen Zeitfenstern re− sultieren. Das Fehlen von Normwerten dürfte zur heterogenen Darbietung des POMS beigetragen haben. Wir empfehlen die Verwendung der Version mit 35 Items, einer 7−stufigen Ant− wortskala und dem Zeitfenster der letzten 24 Stunden. Für diese Variante liegen Validitätshinweise vor und für sie, nicht jedoch andere Versionen des Fragebogens, stehen jetzt für die deutsche Bevölkerung differenzierte repräsentative Normen zur Verfügung.
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McNair D, Lorr M, Droppleman L. POMS Manual. San Diego: Educa− tional and Industrial Testing Service, 1971 2 McNair D, Lorr M, Droppleman L. Profile of mood states manual (rev.). San Diego: Educational and Industrial Testing Service, 1992 3 McNair D, Lorr M, Droppleman L. POMS Profile of Mood States. Ein Verfahren zur Messung von Stimmungszuständen. In: Collegium In− ternationale Psychiatriae Scalarum (CIPS) (Hrsg): Internationale Ska− len für Psychiatrie. Weinheim: Beltz Test Gesellschaft, 1981 4 Bullinger M, Heinisch M, Ludwig M, Geier S. Skalen zur Erfassung des Wohlbefindens: Psychometrische Analysen zum ¹Profile of Mood States“ (POMS) und zum ¹Psychological General Wellbeing Index“ (PGWI). Z Different Diagnost Psychol 1990; 11: 53 ± 61 5 Albani C, Blaser G, Geyer M et al. Überprüfung der Gütekriterien des Fragebogens ¹Profile of Mood States“ (POMS) in einer repräsentativen Bevölkerungsstichprobe. Psychother Med Psychol 2005; 55: 324 ± 330 6 Bullinger M. POMS ± Profile of Mood States. In: Westhoff G (Hrsg): Handbuch psychosozialer Messinstrumente. Göttingen: Hogrefe, 1993: 649 ± 652 7 Cohen J. Statistical power analysis for the behavioral sciences. Hills− dale, New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates, 1988 8 Cordova MJ, Giese−Davis J, Golant M et al. Mood disturbance in com− munity cancer support groups. The role of emotional suppression and fighting spirit. Journal of Psychosomatic Research 2003; 55: 461 ± 467 9 Grulke N, Stähle S, Juchems A et al. Effekte kunsttherapeutischer Inter− ventionen auf die Befindlichkeit von Krebspatienten. In: Henn W, Gru− ber H (Hrsg): Kunsttherapie in der Onkologie. Köln: Claus Richter Ver− lag, 2004: 129 ± 137 10 Grulke N, Bailer H, Kächele H, Bunjes D. Psychological distress of pa− tients undergoing intensified conditioning with radioimmunotherapy prior to allogenic stem cell transplantation. Bone Marrow Transplan− tation 2005; 35: 1107 ± 1111 11 Gross M. Psychometrische Eigenschaften zweier Fragebogen zur Er− fassung der psychischen Dimension der Lebensqualität. In: Bullinger M, Monika L, Steinbüchel N von (Hrsg): Lebensqualität bei kardiovas− kulären Erkrankungen. Grundlagen, Messverfahren und Ergebnisse. Göttingen: Hogrefe, 1991: 91 ± 109 12 Steinbüchel N von, Kirchberger I, Bullinger M et al. Erfassung der Le− bensqualität von Patienten mit Epilepsie: Psychometrische Überprü− fung von Fragebogen im Rahmen einer Querschnittsstudie. Z Med Psy− chol 1994; 2: 72 ± 81 13 Szaflarski JP, Hughes C, Szaflarski M et al. Quality of life in psychogenic nonepileptic seizures. Epilepsia 2003; 44: 236 ± 242 14 Kellmann M, Golenia M. Skalen zur Erfassung der aktuellen Befind− lichkeit im Sport. Dtsch Z Sportmed 2003; 54: 329 ± 330
Grulke N et al. Normierung der deutschen ¼ Psychother Psych Med 2006; 56: 1 ± 5
Originalarbeit
Der POMS zählt zu den internationalen, aber auch im deut− schen Sprachraum häufig eingesetzten Instrumenten, etwa im Bereich der Psychoonkologie zur Erfassung von Stimmung (z. B. [8]) oder für die Überprüfung der Effekte therapeutischer Interventionen (z. B. [9,10]), aber auch zur Erfassung von Le− bensqualität [11 ± 13]. Im deutschen Sprachraum scheint er in der sportpsychologischen Forschung etabliert zu sein [14].
Literatur
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