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Faktoranalyse einer Kurzversion des Eating Attitudes Tests (EAT-13) und Prävalenzen gestörten Essverhaltens in einer repräsentativen deutschen Bevölkerungsstichprobe Factoranalytic Structure of a Short Version of the Eating Attitudes Test (EAT-13) and Prevalences of Disordered Eating in a Representative German Sample Autoren

Felicitas Richter1, Elmar Brähler2, Bernhard Strauß1, Uwe Berger1

Institute

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Schlüsselwörter ▶ Eating Attitudes Test ● ▶ Screening ● ▶ Essstörungen ● ▶ gestörtes Essverhalten ●

Zusammenfassung

Abstract

Ein gestörtes Essverhalten liefert erste wichtige Hinweise zur Früherkennung von klinisch relevanten Essstörungen. Screening-Instrumente haben das Ziel, gestörtes Essverhalten frühzeitig zu erkennen, um Risikopopulationen zu identifizieren und bei Bedarf eine Versorgung einzuleiten. Der EAT-13 ist ein ökonomisches Screening-Instrument (13 Items), welches mittels Bestimmung des Summenscores die Identifikation von Risikopopulationen in großen unselektierten Stichproben ermöglicht. Anhand einer für die deutsche Gesamtbevölkerung repräsentativen Stichprobe (N = 2 508) wurde das Instrument hinsichtlich faktorieller Validität und der Eignung für verschiedene Altersgruppen geprüft. Außerdem wurde die Prävalenz von gestörtem Essverhalten in der untersuchten Stichprobe bestimmt. Die Ergebnisse zeigen, dass der EAT-13 ein reliables und ökonomisches Instrument ist, welches zur Selektion von Risikopopulationen geeignet ist. Eine Überprüfung der Kriteriumsvalidität sollte in zukünftigen Studien vorgenommen werden.

Early detection of disordered eating behavior is a first hint to prevent clinically relevant eating disorders. Screening instruments are aimed at detecting disordered eating behavior at an early stage, to identify risk groups and as necessary initiate treatment. The EAT-13 is an economic screening instrument (13 items), that allows identification of risk groups in big unselected samples with help of determination of sum score. Factorial validity of the EAT-13 and the suitability for different ages were determined in a representative sample of the German population (N = 2 508). Furthermore prevalence of disorder­ ed eating behavior was assessed in the sample. Results show that the EAT-13 is a reliable and economic screening instrument that is eligible to select risk groups. An inspection of criterion valid­ity shall be conducted in further studies.

eingereicht 20. März 2014 akzeptiert 23. September 2014 Bibliografie DOI http://dx.doi.org/ 10.1055/s-0034-1394461 Psychother Psych Med 2014; 64: 465–471 © Georg Thieme Verlag KG Stuttgart · New York ISSN 0937-2032 Korrespondenzadresse PD Dr. Uwe Berger Institut für Psychosoziale ­Medizin und Psychotherapie Universitätsklinikum Jena der Friedrich-Schiller-Universität Stoystraße 3 07740 Jena [email protected]

 Institut für Psychosoziale Medizin und Psychotherapie, Universitätsklinikum Jena  Klinik und Poliklinik für Psychosomatische Medizin und Psychotherapie, Universitätsklinikum Mainz



Einleitung



Die Früherkennung von Essstörungen ist eine wichtige Aufgabe der Prävention im Gesundheitssystem. Essstörungen sind schwere und lebensbedrohliche Erkrankungen, die zur Chronifizierung neigen und mit zahlreichen somatischen sowie psychischen Komorbiditäten einhergehen können [1, 2]. Eine frühzeitige Erkennung essstörungsrelevanter Symptome ist von großer Wichtigkeit, da ein kurzes Intervall zwischen Ausbruch der Erkrankung und Beginn einer Therapie die Heilungschancen signifikant verbessert [3]. Erste Hinweise zur Früherkennung liefert ein gestörtes Essverhalten (engl. disordered eating), das „nicht normative Ernährungsmuster mit Auswirkung auf Gewicht und Gesundheitszu-



stand“ beschreibt [4]. Ein gestörtes Essverhalten spiegelt sich in verschiedenen mit Essen und Gewicht assoziierten Symptomen wider [2], diese umfassen bspw. häufige Diäten, Essanfälle oder negative Emotionen gegenüber dem eigenen Körper. Dabei können einzelne Symptome, auch wenn sie noch nicht das klinische Vollbild einer Essstörung erreichen, bei den Betroffenen starken Leidensdruck und Einschränkungen in der Lebensqualität hervorrufen [5–7]. Klinische Essstörungen betreffen vor allem Mädchen und junge Frauen, Männer sind davon deutlich seltener betroffen [2, 8]. Im Gegensatz dazu tritt ein gestörtes Essverhalten in der Allgemeinbevölkerung häufiger sowohl bei Männern als auch bei Frauen unterschiedlicher Altersklassen auf [9–11]. Epidemiologische Studien weisen in

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Keywords ▶ eating attitudes test ● ▶ screening ● ▶ eating disorders ● ▶ disordered eating ●

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den letzten Jahren auf eine Zunahme der Prävalenz gestörten Essverhaltens hin [9, 12]. Um gestörtes Essverhalten in großen und unselektierten Stichproben zu erfassen, eignen sich Screening-Instrumente, die anhand eines festgelegten Schwellenwerts (Cut-offs) die Häufigkeit in der Population bestimmen und somit Risikopopulationen identifizieren können. In bisherigen Studien unterschieden sich die Prävalenzen gestörten Essverhaltens je nach Screening-Instrument und gewähltem Cut▶  Tab. 1). Demnach schwanken die Prävalenzen gestörten off ( ● Essverhaltens je nach Studie zwischen 3,9 % [10] und 44,7 % [14]. Für die Identifizierung von Risikopersonen und für die Planung und Erfolgseinschätzung von Maßnahmen der Primär- und ­Sekundärprävention ist es wichtig, die Prävalenz gestörten Essverhaltens in der Allgemeinbevölkerung zuverlässig bestimmen zu können. Screeninginstrumente sollten deshalb unter anderem für groß angelegte Studien an der Gesamtbevölkerung geeignet sein. Dabei spielen Ökonomie, Praktikabilität und eine ausreichende psychometrische Güte der Instrumente eine wichtige Rolle, genauso wie die Eignung für verschiedene Altersgruppen und Geschlechter. Ein Beispiel für die Nützlichkeit von Screening­ instrumenten zeigt die vom Robert Koch Institut durchgeführte Langzeitstudie zur Gesundheit von Kindern und Jugendlichen (KiGGS), bei der u. a. der SCOFF-Test [15] bei mehr als 12 000 Kindern und Jugendlichen zur Erfassung von gestörtem Essverhalten eingesetzt wurde [13]. Im deutschsprachigen Raum wird für Screenings häufig der SCOFF-Test (der Name des Fragebogens ergibt sich aus den ersten Buchstaben jedes Items der englischsprachigen Originalversion) eingesetzt [15]. Das aus 5 Items bestehende Instrument ist ökonomisch und praktikabel, weist jedoch eine unzureichende psychometrische Güte auf. Studien, die den SCOFF in unterschiedlichen Sprachen angewendet haben, zeigten vor allem eher geringe Werte für die interne Konsistenz (Cronbachs α = 0,44– 0,64) sowie moderate Test-Retest-Reliabilitäten mit einer durchschnittlichen Intra-Klassen-Korrelation ICC = 0,66 [16–18]. Ein anderes häufig eingesetztes Instrument ist der Eating Disorder Examination Questionnaire (EDE-Q, deutschsprachige Übersetzung: [19]), ein Fragebogen, der auf dem strukturierten diagnostischen Interview Eating Disorder Examination (EDE [20], deutschsprachige Übersetzung: [21]) beruht. Der 22-Items beinhaltende Fragebogen weist eine sehr gute interne Konsistenz für Männer und Frauen (α = 0,91–0,94) auf [10, 22]. Da der EDE-Q

auf Basis eines Essstörungsinterviews entwickelt wurde, erfragt dieser diagnostisch relevante Fragen für klinische Essstörungen. Er zählt zu den diagnostischen Tests, die damit bestimmten Prävalenzen gestörten Essverhaltens fallen daher in der Regel geringer aus [10]. Vor dem Hintergrund des langjährigen Einsatzes bei jugendlichen Stichproben und großen internationalen Screenings wurde von Berger et al. [23] eine Kurzversion des Eating Attitudes Test (EAT) mit 13 Items als weiteres Screening-Instrument vorgeschlagen. Die ursprünglich englischsprachige 40-Item lange Version des EAT von Garner und Garfinkel [24] wurde zunächst faktorenanalytisch auf 26 Items verkürzt [25] und danach auch in eine deutsche Version (EAT-26D) übersetzt [26]. Die 26-Item Version (EAT-26D) weist sehr gute psychometrische Eigenschaften auf. Die von Garner et al. [25] vorgeschlagene 3-faktorielle Struktur des EAT-26D mit den Skalen „Diäthalten“, „Bulimie und Beschäftigung mit Nahrungsmitteln“ und „Orale Kontrolle“ konnte in bisherigen Untersuchungen nicht repliziert werden [23, 27, 28]. Auch aufgrund der Länge des Verfahrens ist die Bearbeitungszeit von ungefähr 15 bis 20 min vor allem für jüngere Probanden noch nicht ökonomisch genug. Die Praktikabilität des EAT-26D in groß angelegten Studien für die Allgemeinbevölkerung ist damit nur eingeschränkt. Daher wurde eine Verkürzung des EAT-26D als Screening-Instrument zur Erfassung gestörten Essverhaltens von Berger et al. [23] vorgeschlagen. Die Autoren ermittelten zunächst die faktorielle Struktur des EAT-26D, welche sie danach mittels einer konfirmatorischen Faktorenanalyse prüften. Von den gefundenen 6 Faktoren fielen die 3 Faktoren „Bewusstsein für Nahrungsmittel“ (Items 1–5), „Emotionale Auseinandersetzung mit Essen“ (Items 6–10) und „Beschäftigung mit der eigenen Figur“ (Items 11–13) besonders auf. Sie wiesen die höchsten internen Konsistenzen, hohe Interkorrela­ tionen der Subskalen und hohe Korrelationen der Subskalenwerte mit dem Gesamt-Summenwert auf. Aus den 13 Items der 3 Faktoren wurde die Kurzversion erstellt, die in der Summe inhaltlich gestörtes Essverhalten mit einer guten internen Konsistenz von Cronbachs α = 0,87 für die Mädchen und α = 0,80 für Jungen abbildeten [23]. Da die Kurzversion anhand einer nicht repräsentativen Stichprobe von 11–13-Jährigen entwickelt wurde [23], ist das Ziel der vorliegenden Arbeit die Prüfung des EAT-13 an einer unselektierten und bevölkerungsrepräsentativen Stichprobe hinsicht-

Tab. 1  Prävalenzen gestörten Essverhaltens erfasst mit Fragebogenverfahren. Studie

N

Alter in Jahren

Aschenbrenner et al. 2004 [5]

369

12–32

Berger et al. 2011 [23]

807

12

Berger et al. 2012 [4]

2 237

11–13

Hadjigeorgiou et al. 2012 [29] Musaiger et. al 2013 [14] Mak&Lai 2011 [30] Hilbert 2012 [10] Hölling&Schlack 2007 [13] Solmi et al. 2014 [31] McBride et al. 2012 [32] Hautala et al. 2007 [33]

1 128 4 698 893 2 520 17 641 1 698 7 001 1 036

14–18 15–18 12–18 14–95 11–17 16–90 16 +  14–15

Messinstrument EAT-26D Cut-off = 10 EAT-26D Cut-off = 20 EAT-26D Cut-off = 10 EAT-26D Cut-off = 20 SCOFF EAT-26D Cut-off = 10 EAT-26D Cut-off = 20 EAT-26 Cut-off = 20 EAT-26 Cut-off = 20 EAT-26 EDE-Q SCOFF SCOFF SCOFF SCOFF

Prävalenz gestörten Essverhaltens in  % Gesamt

weiblich

männlich

20,6 5,3 32,7 10,0 31,6 28,7 9,2 27,4 15,2–44,7 22,5 3,9 21,9 10,0 6,3 20,0

28,5 10,3 35,3 12,2 37,4 32,4 11,7 35,9 16,2–42,7 26,6 5,9 28,9 12,2 9,1 24,0

12,6 0,3 29,9 7,7 25,1 24,4 5,9 18,8 13,8–47,3 18,5 1,5 15,2 5,9 3,4 16,0

EAT-26 = Eating Attitudes Test, SCOFF = für Erläuterungen siehe [15], EDE-Q = Eating Disorder Inventory Questionnaire

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lich faktorieller Validität, Durchführbarkeit und Eignung für verschiedene Altersgruppen und Geschlechter. Dabei werden die Teilstichprobe der Jugendlichen und jungen Erwachsenen (14–29 Jahre) und die Teilstichprobe der Erwachsenen ( ≥ 30 Jahre) ­getrennt untersucht, um mögliche Unterschiede in der Faktorenstruktur und in den Prävalenzen gestörten Essverhaltens zu entdecken. Es soll außerdem überprüft werden, ob der EAT-13 als Screeninginstrument für zukünftige groß angelegte Studien in der Allgemeinbevölkerung geeignet ist. Für die vorliegende Studie nehmen wir folgende Hypothesen an: Der EAT-13 ist als Screeningverfahren sowohl für die Gruppe der Jugendlichen und jungen Erwachsenen (14–29 Jahre) als auch für die Gruppe der Erwachsenen ( ≥ 30 Jahre) geeignet. Die ermittelten Gütekriterien des EAT-13 in Bezug auf die Messgenauigkeit (Reliabilität) sollten mindestens zufriedenstellend ausfallen (z. B. Cronbachs-alpha α ≥ 0,70). Die in der Arbeit von Berger et al. [23] ermittelte 3-faktorielle Struktur des EAT-13 sollte in beiden Teilstichproben repliziert werden.

Methode



Stichprobe

Die vorliegenden Daten wurden im Rahmen einer jährlich durchgeführten bevölkerungsrepräsentativen Umfrage in Deutschland erhoben. Die Umfrage zu verschiedenen Themen der Bereiche Politik, Religion und Gesundheit wurde durch ein unabhängiges Meinungsforschungsinstitut (USUMA, Berlin) im Auftrag der Universität Leipzig durchgeführt. Die Repräsentativität der Stichprobe hinsichtlich der Attribute Alter, Geschlecht und Bildung wurde durch ein mehrstufiges Verfahren gewährleistet: 1) Auswahl von 258 sample points, die alle ländlichen und städtischen Regionen in Deutschland abdecken 2) Zufällige Auswahl von 4 386 Haushalten innerhalb der festgelegten Bereiche (random route procedure) 3) Zufällige Auswahl eines Haus-

haltsangehörigen (Schwedenschlüssel), der die Einschlusskriterien eines Mindestalters von 14 Jahren und ausreichende Deutschkenntnisse in Wort und Schrift erfüllte. Es wurden ­maximal 4 Kontaktversuche unternommen, wenn die Zielperson nicht zu Hause anzutreffen war. Die Erhebung erfolgte bei den Zielpersonen zu Hause im Zeitraum von April bis Juni 2013 durch geschulte Interviewer ­(face-to-face Befragung). Nach einer Information über die Studie gaben die Teilnehmer ein schriftliches Einverständnis. Sozio­ demografische Daten wurden anhand eines strukturierten Fragebogens durch den Interviewer abgefragt, der restliche Teil wurde durch Selbstauskunft mittels vorgelegter Fragebögen erfasst. Der Stichprobenfluss ist in ●  ▶  Abb. 1 dargestellt. Die soziodemografischen Merkmale der Stichprobe sind getrennt für die Gruppe der Jugendlichen und jungen Erwachsenen (Alter 14–29 Jahre) und die Gruppe der Erwachsenen (Alter ab 30 Jahre) in ●  ▶  Tab. 2 aufgeführt.

Messinstrument EAT-13

Die Kurzversion EAT-13 enthält 13 Items, welche auf einer 6-stufigen Antwortskala beantwortet wurden. Die Berechnung des EAT-Summenscores erfolgte in Analogie zum EAT-26D: Antworten auf den Kategorien „nie, selten, manchmal“ erhielten den Wert 0, die Antworten „oft“, „sehr oft“ und „immer“ erhielten die Werte 1,2 und 3. Der Wertebereich (Range) des EAT-13 lag demnach zwischen 0 und 39 Punkten. In Anlehnung an die Auswertung des EAT-26D und nach Anpassung an die halbierte Itemzahl wurde ein Summenscore von 0–4 als geringes Risiko, ein Summenscore von 5–9 als mittleres Risiko und ein Summenscore ab 10 als hohes Risiko für ein gestörtes Essverhalten gewertet [32].

Datenanalyse

Die Datenanalyse erfolgte für die Teilstichproben der Jugendlichen und jungen Erwachsenen (Alter 14–29 Jahre) und die Gruppe der Erwachsenen (Alter ab 30 Jahre) getrennt. Alle

Abb. 1  Flussdiagramm der Stichprobe.

Zufällige Auswahl von n=4386 Haushalten

Qualitätsneutrale Ausfälle (n= 26): n = 12 Wohnung unbewohnt n = 14 Einschlusskriterien nicht erfüllt

n=4360 kontaktierte Haushalte (100%)

Systematische Ausfälle (n= 1 843): n = 563 Haushalt trotz viermaligem Besuch nicht angetroffen n = 591 Haushalt verweigert Auskunft n = 84 Zielperson trotz viermaligem Besuch nicht angetroffen n = 37 Zielperson verreist, Urlaub n = 19 Zielperson krank, nicht in der Lage Interview zu folgen n = 540 Zielperson verweigert Interview

n=2526 interviewte Personen (57,9%)

Ausgeschlossen: n = 18 nicht auswertbare Interviews

n =2508 Daten analysiert (57,5%)

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Jugendliche und junge

Erwachsene (n = 2 061)

Erwachsene (n = 447) N Geschlecht weiblich 1 334 männlich 1 174 Alter (in Jahren)  ≤ 29 447 30–49 778 50–69 861  ≥ 70 422 Formale Bildung ohne Abschluss 67 Hauptschule 875 Realschule/Fachschule 1 023 Abitur 235 Universität/Fachhochschule 220 noch in Schule 78 EAT-13 Risiko gering 1 881 mittel 348 hoch 272 BMI nach World Health Organization (WHO) untergewichtig 53 normalgewichtig 1 203 übergewichtig 998 adipös 239

 %

N

 %

N

 %

53,2 46,8

235 212

52,6 47,4

1 099 962

53,3 46,7

17,8 31,0 34,3 16,8

447 – – –

100,0 – – –

– 778 861 422

– 37,7 41,8 20,5

2,7 34,9 40,7 9,4 8,8 3,1

10 76 180 76 21 78

2,3 17,2 40,8 17,2 4,8 17,7

57 799 843 159 199 –

2,8 38,8 40,9 7,7 9,7 –

57,0 13,9 10,8

347 59 40

77,8 13,2 9,0

1 534 289 232

74,6 14,1 11,3

2,1 48,0 39,8 9,5

25 301 99 20

5,6 67,6 22,2 4,5

28 902 899 219

1,4 44,0 43,9 10,7

s­ tatistischen Analysen erfolgten mittels IBM SPSS Statistics 21. Die Anzahl der fehlenden Daten für die Items des EAT-13 und den Summenscore war sehr gering (  1). Zur zusätzlichen Ermittlung einiger psychometrischer Eigenschaften des EAT-13 wurde die Verteilung der Werte (Kolmogorov-Smirnov-Test), Itemschwierigkeiten (Summe der Itemscores /(N * maximaler Itemscore)), korrigierte Item-Test-Korrelationen (Part-Whole korrigierte Trennschärfen) und die Homogenität der Items (Inter-Item-Korrelation) bestimmt. Die Reliabilität einzelner Skalen und des Gesamttests wurde über die Interne Konsistenz (Cronbachs Alpha) errechnet.

Ergebnisse



Dimensionalität und Eigenschaften des EAT-13

Die explorative Faktorenanalyse mit korrelierten Faktoren ergab in beiden Teilstichproben eine 2-faktorielle Lösung mit Eigenwerten > 1. Die Ladungen, Kommunalitäten, Eigenwerte ­ und der Anteil der durch die Faktoren aufgeklärten Varianz sind in ●  ▶  Tab. 3 dargestellt. In der Stichprobe der Erwachsenen zeigte sich eine klare Fakto▶  Tab. 3): der auch in früheren Studien [23, 27, 28] renstruktur ( ●

Tab. 2  Soziodemografische Beschreibung der Stichprobe und Prävalenzen gestörten Essverhaltens in den untersuchten Teilstichproben.

gefundene erste Faktor „Bewusstsein für Nahrungsmittel“ konnte repliziert werden (Items 1–5). Der zweite Faktor bildete sich aus den Items 6–13, die die beiden ursprünglich postulierten Faktoren „Emotionale Auseinandersetzung mit Essen“ und „Beschäftigung mit der eigenen Figur“ beinhalteten [23]. Die beiden gefundenen Faktoren klärten zusammen 65,5 % der Varianz der Variablen auf. Die interne Konsistenz für die Gesamtskala war sehr gut (α = 0,92) und sowohl für Männer (α = 0,92) als auch für Frauen (α = 0,91) sehr hoch. Die korrigierten Trennschärfen (korrigierte Item-Test-Korrelationen) lagen im zufriedenstellenden Bereich (r = 0,46–0,77). Die Inter-Item-Korrelationen als Maß der Homogenität waren alle positiv und lagen im mittleren bis hohen Bereich (r = 0,28–0,82). In der Stichprobe der Jugendlichen und jungen Erwachsenen ­ergab sich ebenso eine 2-faktorielle Lösung mit einer ähnlichen Itemzuordnung wie in der Stichprobe der Erwachsenen ▶  Tab. 3). Die Items 1, 4 und 7 wiesen Doppelladungen auf bei( ● den Faktoren auf. Die beiden Faktoren klärten zusammen 63,1 % der Varianz der Variablen auf. Die interne Konsistenz für die Gesamtskala war auch in dieser Teilstichprobe sehr gut (α = 0,93) und für Männer (α = 0,92) und Frauen (α = 0,92) gleich hoch. Die korrigierten Trennschärfen lagen im zufriedenstellenden Bereich (r = 0,50–0,78). Die Inter-Item-Korrelationen waren alle positiv und lagen im mittleren bis hohen Bereich (r = 0,27–0,80). Die Verteilung der Rohwerte des EAT-13 war in beiden Gruppen bei nahezu allen Items stark rechtsschief, d. h. ein Großteil der Befragten antwortete im unteren Bereich der Skala (niedrige Merkmalsausprägung). Dennoch wurde die gesamte Bandbreite der Antwortmöglichkeiten genutzt (Range 0–5). Der Kolmogorov-Smirnov-Test bestätigte eine signifikante Abweichung der Rohwert-Verteilung aller Items und des Gesamttests von der Normalverteilung in beiden Stichproben (Erwachsene: Kolmogorov-Smirnov-Z = 11,72, p 

[Factoranalytic Structure of a Short Version of the Eating Attitudes Test (EAT-13) and Prevalences of Disordered Eating in a Representative German Sample.]

Early detection of disordered eating behavior is a first hint to prevent clinically relevant eating disorders. Screening instruments are aimed at dete...
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