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Normierung der deutschsprachigen 16-Item-Version des Inventars der

Persönlichkeitsorganisation (IPO-16)

Johannes Zimmermann und Cord Benecke

Institut für Psychologie, Universität Kassel, Deutschland

Susanne Hörz-Sagstetter

Psychologische Hochschule Berlin, Deutschland

Gerhard Dammann

Psychiatrische Klinik, Münsterlingen, Schweiz

Kontakt: Johannes Zimmermann, Institut für Psychologie, Universität Kassel, Holländische Str. 36-38, 34127

Kassel, Germany, Tel: ++49 561 804 3332, E-Mail: [email protected]

mailto:[email protected]


Zusammenfassung

Fragestellung: Die Kurzversion des Inventars der Persönlichkeitsorganisation (IPO-16) ist

ein Selbsteinschätzungsinstrument zur Erfassung des Schweregrads der strukturellen

Beeinträchtigung. Ziel dieses Artikels ist es, bevölkerungsrepräsentative Normen und einen

kritischen Differenzwert für das IPO-16 zu bestimmen.

Methode: Die Normierung des IPO-16 erfolgte im Rahmen einer repräsentativen Umfrage in

der deutschen Allgemeinbevölkerung (N = 2502). Die Bestimmung der Retest-Reliabilität

und der kritischen Differenz erfolgte in einer separaten Online-Längsschnitterhebung, bei der

Teilnehmer jeweils im Abstand von zwei Monaten dreimal das IPO-16 ausfüllten (N = 495).

Ergebnisse: Der IPO-16 Mittelwert in der Allgemeinbevölkerung lag bei 1.87. Der Einfluss

von Alter und Geschlecht war zwar nur gering, aber statistisch signifikant. Entsprechend

wurden geschlechts- und alterspezifische Normwerte entwickelt. Die mittlere Retest-

Reliabilität über 2 Monate lag bei .85, der kritische Differenzwert bei 0.66.

Diskussion: Das IPO-16 ist ein gut validiertes und jetzt auch normiertes Screening-

Instrument für strukturelle Beeinträchtigung, dessen Anwendung in Forschung und Praxis

empfohlen werden kann.

Schlüsselwörter: Strukturelle Beeinträchtigung; Schweregrad; Psychodynamische Diagnostik;

Screening-Instrument; Normierung


Abstract

Standardization of a German 16-item-version of the Inventory of Personality Organization

(IPO-16)

Objectives: The 16-item-version of the Inventory of Personality Organization (IPO-16) is a

self-report measure assessing the severity of personality dysfunction. The aim of this study is

to provide representative norms and the smallest real difference for the IPO-16.

Methods: The standardization of the IPO-16 was based on a representative survey in the

German general population (N = 2502). Retest reliability and the smallest real difference were

assessed by a separate longitudinal online survey, in which participants completed the IPO-16

three times, with time intervals of two months (N = 495).

Results: The average IPO-16 mean score in the general population was 1.87. The influence of

age and gender was small, but statistically significant. Therefore gender- and age-specific

norms were developed. The average retest reliability across two months was .85, and the

smallest real difference was 0.66.

Conclusions: The IPO-16 is a well-validated, and now standardized, screening instrument for

the assessment of severity of personality dysfunction that can be recommended for use in

research and practice.

Key words: personality dysfunction; severity; psychodynamic diagnosis; screening

instrument; standardization


Normierung der deutschsprachigen 16-Item-Version des Inventars der

Persönlichkeitsorganisation (IPO-16)

Im Bereich der psychodynamisch oder psychoanalytisch1 orientierten Forschung und

Praxis wächst der Bedarf an standardisierten Selbsteinschätzungsinstrumenten. Dies liegt vor

allem daran, dass psychodynamische Behandlungsverfahren ihre Wirksamkeit durch

empirische Studien und systematische Qualitätssicherung belegen müssen und zu diesem

Zweck (auch) Konstrukte erfasst werden sollten, die in der psychodynamischen Theorie

begründet sind (Benecke 2014a). Inzwischen gibt es im deutschsprachigen Raum bereits

mehrere Selbsteinschätzungsverfahren zu psychodynamisch begründeten Konstrukten, z.B. zu

Mentalisierung (Hausberg et al. 2012), Abwehrmechanismen (Schauenburg et al. 2007) oder

Beziehungsmustern (Zimmermann et al. 2014). Besondere Beachtung erfährt dabei in letzter

Zeit das Konstukt der strukturellen Beeinträchtigung. Damit ist die Beeinträchtigung von

psychischen Funktionen gemeint, die die Aufrechterhaltung des inneren Gleichgewichts und

der Beziehungsfähigkeit sicherstellen (Arbeitskreis OPD 2006). Das Konstrukt der

strukturellen Beeinträchtigung erscheint deshalb besonders wichtig, weil es im Zentrum vieler

psychodynamischer Theorien der Persönlichkeit steht (Thobaben & Soldt 2007), wichtige

Hinweise für die Indikationsstellung liefert (Benecke 2014b), im alternativen

Persönlichkeitsstörungsmodell des DSM-5 als genereller Marker für den Schweregrad einer

Persönlichkeitsstörung aufgegriffen wurde (Zimmermann et al. 2013a), und den Verlauf und

Erfolg von Psychotherapie maßgeblich beeinflusst (Koelen et al. 2012).

Zur Erfassung von Unterschieden in der strukturellen Beeinträchtigung liegen im

deutschen Sprachraum bereits eine Reihe von Selbsteinschätzungsinstrumenten vor (siehe

auch die Übersicht in Doering & Hörz 2012): das Inventar der Persönlichkeitsorganisation

1 Zur besseren Lesbarkeit wird im Folgenden von (übergeordnet gemeinten)

„psychodynamischen“ Verfahren, Theorien, etc., gesprochen, wobei psychoanalytische Verfahren immer mit

gemeint sind.


(IPO; Dammann et al. 2012), der Strukturfragebogen der Operationalisierten

Psychodynamischen Diagnostik (OPD-SF; Ehrenthal et al. 2012), das Borderline-

Persönlichkeits-Inventar (BPI; Leichsenring 1999), und das General Assessment of

Personality Disorder (GAPD; Hentschel & Livesley 2013). Die Bögen sind alle recht

umfangreich (53 bis 95 Items), weisen hohe inhaltliche Überlappungen auf und sind alle

(zumindest auf der Ebene der Faktoren zweiter Ordnung) eindimensional konzipiert. Wir

haben daher kürzlich für das IPO eine Kurzversion entwickelt, die nur 16 Items umfasst, den

Schweregrad der strukturellen Beeinträchtigung abbilden soll und die für

Selbsteinschätzungsinstrumente geforderten Testgütekriterien erfüllt (Zimmermann et al.

2013b). Das IPO-16 wird bereits in einigen Kliniken und Ambulanzen in der

Routinediagnostik eingesetzt und als Outcome-Maß in laufenden Multi-Center-Studien zur

Überprüfung psychodynamisch begründeter Psychotherapieverfahren eingesetzt (z.B. DPG-

Praxis-Studie, Benecke et al. 2011). Ziel dieses Artikels ist es, bevölkerungsrepräsentative

Normen und einen kritischen Differenzwert für das IPO-16 zur Verfügung zustellen.

Kernbergs Modell der Persönlichkeitsorganisation

Psychodynamische Modelle zu Persönlichkeit und Persönlichkeitsstörungen lassen

sich grob zwei Theoriegruppen zuordnen (vgl. Benecke 2014b): In der ersten Gruppe werden

inhaltlich definierte Typologien erstellt, welche schwerpunktmäßig auf Konflikt-Abwehr-

Modellen basieren. In der zweiten Theoriegruppe finden sich dimensionale Strukturmodelle,

die auf den Reifegrad bzw. die Verfügbarkeit von basalen psychischen Funktionen

fokussieren. Hier werden meist typische „Niveaus“ des psychischen Funktionierens

stufenweise voneinander abgegrenzt. Das IPO basiert auf dem Modell der

Persönlichkeitsorganisation von Kernberg (1984), das den dimensionalen Strukturmodellen

zugeordnet werden kann. Nach Kernberg entwickelt sich im Wechselspiel von Temperament

und Beziehungserfahrungen bereits in der frühen Kindheit ein relativ stabiles Set an

psychischen Funktionen, die er unter dem Begriff der


„Persönlichkeitsorganisation“ zusammenfasst. Kernberg differenziert zwischen einem

normalen, neurotischen, Borderline- und psychotischen Niveau der

Persönlichkeitsorganisation, wobei diese Abstufungen in etwa dem gut, mäßig, gering und

desintegrierten Strukturniveau in der OPD (Arbeitskreis OPD 2006) entsprechen. Zentral bei

der Beurteilung der Persönlichkeitsorganisation nach Kernberg sind drei Funktionsbereiche:

(1) die Integriertheit der eigenen Identität (d.h. die Fähigkeit, differenzierte und zeitstabile

Bilder von sich und anderen zu entwickeln), (2) die Reife der Abwehrmechanismen (d.h. die

Fähigkeit, bedrohliche innere und äußere Stimuli auf adaptive Weise zu verarbeiten), und (3)

die Intaktheit der Realitätsprüfung (d.h. die Fähigkeit, zwischen inneren und äußeren Stimuli

zu unterscheiden und den Kontakt zu einer sozial geteilten Realität aufrechtzuerhalten).

Personen mit neurotischer Persönlichkeitsorganisation weisen in allen drei Bereichen nur

geringe Beeinträchtigungen auf. Personen mit einer Borderline-Persönlichkeitsorganisation

hingegen haben diffuse und instabile Bilder von sich und anderen und verwenden

hauptsächlich unreife Abwehrmechanismen wie Projektion, projektive Identifikation,

primitive Idealisierung und Entwertung. Wenn zusätzlich (mehr als punktuelle)

Beeinträchtigungen in der Realitätsprüfung vorliegen, wird nach Kernberg von einer

psychotischen Persönlichkeitsorganisation ausgegangen (wobei damit keine dauerhafte

Psychose gemeint ist).

Inventar der Persönlichkeitsorganisation (IPO)

Das IPO wurde in den 90er Jahren von der Arbeitsgruppe um Kernberg in New York

entwickelt, wobei die Items und Skalen mehrfach revidiert wurden. In allen IPO-Versionen

werden die drei genannten zentralen Dimensionen der Persönlichkeitsorganisation durch die

drei Hauptskalen Identitätsdiffusion, primitive Abwehr und mangelnde Realitätsprüfung

abgebildet (Lenzenweger et al. 2001). Das IPO hat inzwischen eine recht breite Anwendung

in verschiedenen Forschungsprojekten gefunden und wurde in zahlreiche Sprachen übersetzt

(für eine Übersicht siehe Dammann et al. 2012). Wir haben kürzlich eine 16-Item Version des


IPO vorgestellt und in drei Stichproben mit insgesamt 1300 Personen validiert (Zimmermann

et al. 2013b). Hintergrund der Entwicklung des IPO-16 waren u.a. inkonsistente Befunde zur

Faktorenstruktur der Langversion (z.B. Ellison & Levy 2012), hoch korrelierte Subskalen,

Items mit sehr hoher Schwierigkeit und geringer Trennschärfe sowie der Bedarf an einem

ökonomischen Screening-Instrument für die Routinediagnostik. Das IPO-16 ist ein

eindimensionales Selbsteinschätzungsinstrument zur Erfassung des Schweregrads der

strukturellen Beeinträchtigung. Es umfasst in etwa gleichmäßig Items aus den drei

Hauptskalen Identitätsdiffusion, primitive Abwehr und mangelnde Realitätsprüfung. Wir

konnten zeigen, dass das IPO-16 über gute Itemkennwerte und eine ausreichend

modellkonforme Faktorenstruktur verfügt. Außerdem konnten wir nachweisen, dass der

Mittelwert des IPO-16 eine sehr hohe Überlappung zum Mittelwert der IPO-Vollversion

aufweist sowie substantiell und differentiell mit verschiedenen Selbst- und

Fremdeinschätzungsmaßen des Schweregrad der Beeinträchtigung korreliert (Zimmermann et

al. 2013b). In einer weiteren Studie an 575 Studierenden konnten wir zeigen, dass der IPO-16

Mittelwert positiv mit allen 25 maladaptiven Persönlichkeitsfacetten des alternativen DSM-5

Modells für Persönlichkeitsstörungen zusammenhängt und insofern als Indikator für das

generelle Ausmaß der Persönlichkeitsproblematik gelten kann (Zimmermann et al. im Druck).

Ziele und Methoden

Ziel dieses Artikels ist es, bevölkerungsrepräsentative Normen und einen kritischen

Differenzwert für das IPO-16 zur Verfügung zustellen. Die Entwicklung von Normwerten ist

aus mehreren Gründen wichtig. Erstens liegen zurzeit nur zwei empirisch bestimmte Cut-Off

Werte vor, die eine erhöhte Wahrscheinlichkeit für eine Persönlichkeitsstörung gemäß DSM-

IV oder eine strukturelle Beeinträchtigung gemäß OPD-2 anzeigen (Zimmermann et al.

2013b). Diese Werte bieten dem Testanwender bei der Interpretation individueller Testwerte

lediglich eine grobe Orientierung. Zweitens ist die Verteilung der strukturellen


Beeinträchtigung in der Allgemeinbevölkerung bisher unklar. Hier wären etwa Hinweise zum

Einfluss von Alter und Geschlecht wünschenswert. Schließlich liefern Normwerte einen

Vergleichsmaßstab für den Einsatz des IPO-16 in Psychotherapiestudien. Hier stellt sich auch

die Frage der Retest-Reliabilität und der kritischen Differenz: Wie Jacobson und Truax (1991)

herausgearbeitet haben, lässt sich die Veränderung des Testwerts einer Person nur dann als

„statistisch signifikant“ bezeichnen, wenn sie eine kritische Differenz übersteigt. Diese

kritische Differenz entspricht einem „Reliable Change Index“ (RCI) von 1.96 und hängt von

der Standardabweichung in der Population sowie der Retest-Reliabilität des Instruments ab.

Die Normierung des IPO-16 erfolgte im Rahmen einer repräsentativen Umfrage in der

deutschen Allgemeinbevölkerung. Zunächst wurde geprüft, ob Geschlecht und Alter mit der

selbstberichteten strukturellen Beeinträchtigung zusammenhängen. In diesem Fall wäre es

nötig, geschlechts- und altersspezifische Normwerte zu entwickeln. Anschließend wurden

anhand der relativen kumulativen Häufigkeitsverteilung T-Werte berechnet. T-Werte sind

standardisierte Werte mit einem Mittelwert von 50 und einer Standardabweichung von 10.

Die Bestimmung der Retest-Reliabilität und der kritischen Differenz erfolgte in einer

separaten Online-Längsschnitterhebung, bei der größtenteils studentische Teilnehmer jeweils

im Abstand von zwei Monaten drei mal das IPO-16 ausfüllten.

Stichproben

Im Rahmen der bevölkerungsrepräsentativen Untersuchung wurden insgesamt 2508

Personen befragt. Die Untersuchung wurde zwischen April und Juni 2013 durch die USUMA

GmbH im Auftrag des Universitätsklinikums Leipzig durchgeführt. Bei der Stichprobe

handelt es sich um eine repräsentative Zufallsstichprobe, da die schrittweise Auswahl von

regionalen Flächenstichproben, Privathaushalten und Zielpersonen vollständig randomisiert

war. Sechs Personen wurden aufgrund von mehr als zwei fehlenden IPO-Items

ausgeschlossen. Die Daten der verbliebenen 2502 Personen wurden in den folgenden


Analysen berücksichtigt. Darunter waren 1172 Männer (46.8%) und 1330 Frauen (53.2%).

Die Altersspanne lag zwischen 14 und 92 Jahren; im Mittel waren die Teilnehmer 49.7 Jahre

alt (SD = 18.3).

Für den ersten Messzeitpunkt der Längsschnittstichprobe wurden insgesamt 629

Personen rekrutiert. In den folgenden Analysen wurden nur Personen berücksichtigt, bei

denen zu allen drei Messzeitpunkten jeweils nicht mehr als zwei IPO-Items fehlten. Dabei

handelte es sich insgesamt um 495 Personen. Darunter waren 71 Männer (14.3%), 413 Frauen

(83.4%) und 11 Personen, die keine Angaben zu ihrem Geschlecht machten. Die Altersspanne

lag zwischen 16 und 59 Jahren; im Mittel waren die Teilnehmer 25.2 Jahre alt (SD = 7.5).

Weitere Details zu dieser Stichprobe finden sich bei Zimmermann et al. (im Druck).

Messinstrumente

Inventar der Persönlichkeitsorganisation – 16 Item Version (IPO-16). Das IPO-16 ist

ein Selbsteinschätzungsinstrument zur Erfassung des Schweregrads der strukturellen

Beeinträchtigung (Zimmermann et al. 2013b). Es umfasst sechs Items zu Identitätsdiffusion,

fünf Items zu primitiver Abwehr und fünf Items zu mangelnder Realitätsprüfung.

Beispielitems für die drei Inhaltsbereiche lauten „Ich spüre, dass mein Geschmack und meine

Meinungen nicht wirklich meine eigenen sind, sondern dass ich sie von anderen übernommen

habe“ (Identitätsdiffusion), „Leute sagen mir, dass ich mich widersprüchlich

verhalte“ (primitive Abwehr) und „Ich kann nicht sagen, ob bestimmte körperliche

Empfindungen, die ich habe, wirklich sind, oder ob ich sie mir nur einbilde“ (mangelnde

Realitätsprüfung). Die Items werden auf einer fünfstufigen Skala von „trifft nie zu“ (1) bis

„trifft immer zu“ (5) eingeschätzt. Der Gesamtmittelwert des IPO-16 weist gute

psychometrische Kennwerte auf (siehe oben).


Ergebnisse

Kennwerte der bevölkerungsrepräsentativen Stichprobe

Abb. 1 zeigt die Verteilung der IPO-16 Mittelwerte in der

bevölkerungsrepräsentativen Stichprobe. Der Mittelwert lag bei M = 1.87 (SD = 0.62), d.h.

etwas unterhalb (d = 0.38) des Mittelwerts der Validierungsstichprobe, die vorwiegend aus

Personen auf der Suche nach einem ambulanten Therapieplatz bestand (Zimmermann et al.

2013b). Die Verteilung war zudem etwas linkssteiler, mit einer Schiefe von 0.73 und einer

Kurtosis von 0.01. Die interne Konsistenz (Cronbach’s Alpha) war mit .91 ausgezeichnet.

Geschlechts- und altersspezifische Normwerte

Zunächst wurde der Einfluss von Geschlecht und Alter auf den IPO-16 Mittelwert

untersucht. Bei Frauen lag der IPO-16 Mittelwert im Durchschnitt bei M = 1.90 (SD = 0.66),

und bei Männern bei M = 1.84 (SD = 0.58). Dieser Unterschied war zwar signifikant, t(2500)

= 2.43, p = .015, aber von der Effektgröße her unbedeutend, d = 0.10. Das Alter korrelierte

signifikant negativ mit dem IPO-16 Mittelwert, r = -.07, p < .001, wobei auch dieser Effekt

klein war. Um mögliche nicht-lineare Zusammenhänge mit dem Alter zu explorieren, wurden

„lokale“ Regressionsanalysen mit dem Statistikprogramm R durchgeführt (R Core Team

2013). Abb. 2 zeigt, dass Frauen unter 30 und über 80 Jahren die höchsten IPO-16

Mittelwerte aufwiesen, und dass die Werte bei Personen zwischen 40 und 65 Jahren stabil am

niedrigsten waren. Im Anhang finden sich für die häufigsten IPO-16 Mittelwerte geschlechts-

und altersspezifische T-Werte.

Retest-Reliabilität

Tab. 1 zeigte die deskriptiven Kennwerte und Interkorrelationen der IPO-16

Mittelwerte in der Längsschnittstichprobe. Da in der Stichprobe junge Teilnehmerinnen mit

psychischen Problemen überrepräsentiert waren (Zimmermann et al. im Druck), lagen die

Mittelwerte etwas über dem Mittelwert der Normstichprobe. Die Mittelwerte der drei


Messungen unterschieden sich kaum, weshalb systematische „Übungseffekte“ beim IPO-16

ausgeschlossen werden können. Die internen Konsistenzen der drei Messungen lagen im

Mittel bei .86, die Retest-Reliabilitäten über zwei Monate im Mittel bei .85, und die Retest-

Reliabilität über vier Monate bei .79.

Kritische Differenz

Zur Bestimmung der kritischen Differenz verwendeten wir die Standardabweichung

der bevölkerungsrepräsentativen Stichprobe sowie die mittlere Retest-Reliabilität über zwei

Monate in der Längsschnittstichprobe. Davon ausgehend ergab sich eine kritische Differenz

von 0.66. Demnach ist eine individuelle Veränderung von ≥ 0.66 im IPO-Mittelwert bei einer

Fehlerwahrscheinlichkeit von 5% statistisch signifikant.

Diskussion

Die in dieser Studie entwickelten Kennwerte zum IPO-16 bieten dem Testanwender

erstmals einen präzisen Bezugsrahmen zur Interpretationen von individuellen Testwerten. Die

Tabellen zu den T-Werten im Anhang ermöglichen eine Beurteilung des individuellen

Schweregrads vor dem Hintergund von alters- und geschlechtsspezifischen Vergleichswerten

aus der Allgemeinbevölkerung; der kritische Differenzwert ermöglicht eine Abschätzung der

statistischen Signifikanz von individuellen Veränderungsprozessen. Darüber hinaus ergibt

sich aus den Befunden eine Reihe von interessanten Schlussfolgerungen und

Anknüpfungspunkten bezüglich der Alters- und Geschlechtsabhängigkeit, zeitlichen Stabilität

und klinischen Signifikanz von struktureller Beeinträchtigung.

Die Ergebnisse zum Einfluss von Alter und Geschlecht legen nahe, dass Frauen eher

über strukturelle Beeinträchtigungen berichten als Männer, und dass diese

Geschlechtsunterschiede vor allem bei jungen Personen unter 30 Jahren ausgeprägt sind.

Dieser Befund entspricht der geschlechtsspezifischen Entwicklung von emotionaler Stabilität

über die Lebensspanne: So weisen junge Frauen in der Regel die höchsten Neurotizismus-


Werte auf, während die Geschlechtsunterschiede wie auch das Ausmaß des Neurotizismus

insgesamt im mittleren Lebensabschnitt abnehmen (Soto, John, Gosling & Potter, 2011).

Inwiefern diese Ergebnisse durch ein Zusammenspiel von unterschiedlichen

Reifungsprozessen, Rollenanforderungen und Lebensumständen zustande kommen, oder

schlicht durch unterschiedliches Antwortverhalten erklärt werden können, muss an dieser

Stelle offen bleiben.

Unabhängig von einer Erklärung dieser Effekte bleibt festzuhalten, dass der Einfluss

des Alters auf den IPO-16 Mittelwert von der Größe her eher marginal ist. Dies spricht für

eine langfristige „absolute Stabilität“ von struktureller Beeinträchtigung, insbesondere ab dem

30. Lebensjahr (wobei mit „absoluter Stabilität“ hier die Stabilität des Populationsmittelwerts

gemeint ist; vgl. Morey & Hopwood 2013). Die Ergebnisse zur Retest-Reliabilität geben

zudem erste Hinweise auf eine kurzfristige „differentielle Stabilität“, d.h. auf die Stabilität

von interindividuellen Unterschieden im Ausmaß der strukturellen Beeinträchtigung. Hier

sind weitere Studien mit längeren Zeitintervallen unerlässlich, insbesondere um die aus

kinder- und jugendpsychiatrischer Sicht relevante Differenzierung von strukturellen Defiziten

und Pubertätskrisen zu untersuchen (vgl. Schmeck 2014).

Schließlich scheinen Personen, die eine psychotherapeutische Behandlung aufsuchen

(repräsentiert durch die Validierungsstichprobe in Zimmermann et al. 2013b), hinsichtlich

ihrer Persönlichkeitstruktur nur geringfügig stärker beeinträchtigt zu sein als Personen aus der

Allgemeinbevölkerung. Dies ist aus inhaltlicher Sicht nachvollziehbar, da einerseits

subklinisch ausgeprägte Persönlichkeitsprobleme in der Allgemeinbevölkerung weit

verbreitet sind (Yang et al. 2010), andererseits psychische Störungen häufig auch bei

Personen ohne (schwere) strukturelle Beeinträchtigungen auftreten. Zu diskutieren wäre,

inwiefern in diesem Fall eine „klinisch signifikante“ Verbesserung sinnvoll am

„Wiedereintritt“ in die „Normalpopulation“ festgemacht werden kann (vgl. Jacobson & Truax

1991). Wir empfehlen bis auf Weiteres, sich bei der Bestimmung der klinischen Signifikanz


an den Cut-Off-Werten in Abb. 1 zu orientieren, die ein deutlich reduziertes Risiko für das

Vorliegen einer Persönlichkeitsstörung gemäß DSM-IV (< 2.00) bzw. einer strukturellen

Beeinträchtigung gemäß OPD-2 (< 2.44) anzeigen (Zimmermann et al. 2013b).

Einschränkend ist festzuhalten, dass das IPO-16 keine differenzierte Aussage

hinsichtlich der Art der strukturellen Problematik erlaubt (d.h. inwiefern Beeinträchtigungen

eher im Bereich Identität, Abwehr oder Realitätsprüfung vorliegen). Für diese Zwecke wird

die Anwendung der Langform des Fragebogens (IPO-2001; Dammann et al. 2012), des

Strukturierten Interviews der Persönlichkeitsorganisation (STIPO; Hörz et al. 2012) oder

anderer Interviewverfahren empfohlen. Für eine zuverlässige und umfassende

Strukturdiagnostik ist die Durchführung eines klinischen Interviews letztlich unerlässlich,

nicht zuletzt weil Selbsteinschätzungsmethoden bei Personen mit beeinträchtigter

Selbstwahrnehmung an natürliche Grenzen stoßen. Im Optimalfall werden Selbst- und

Fremdeinschätzungsverfahren kombiniert, da beide Beurteilungsperspektiven unabhängig

voneinander zum Verständnis der strukturellen Problematik beitragen (Dinger et al. im

Druck). Bei knappen Ressourcen, etwa unter Bedingungen der klinischen Routine, könnte in

einem ersten Schritt das IPO-16 als Screening-Instrument eingesetzt werden, auf das nur bei

Überschreitung von Cut-Off-Werten (vgl. Abb. 1) ein Interviewverfahren folgt.

Die vorliegende Studie liefert zwar einen wichtigen Beitrag zur Normierung des IPO-

16, lässt allerdings wichtige Fragen offen. So sollten zukünftige Studien klären, inwiefern

individuelle Unterschiede im Ausmaß der strukturellen Beeinträchtigung auf latenter Ebene

kategorial oder dimensional strukturiert sind (Wright & Zimmermann im Druck), inwiefern

das IPO-16 gegenüber alternativen Struktur-Fragebögen oder der „Level of Personality

Functioning Scale“ im DSM-5 (Zimmermann et al. 2013a) zusätzliche Informationen liefert,

inwiefern sich mit dem IPO-16 therapeutisch induzierte Veränderungen im Ausmaß der

strukturellen Beeinträchtigung abbilden lassen, und inwiefern anhand des IPO-16


Therapieerfolg oder konkretes Verhalten in psychotherapeutischen Sitzungen vorhergesagt

werden können.


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Beziehungsmuster-Q-Sort (OPD-BQS): Ein Selbsteinschätzungsinstrument zur Erfassung

von dysfunktionalen Beziehungsmustern auf Grundlage der Operationalisierten

Psychodynamischen Diagnostik. ZPPP 62, 43–53.


Tabelle 1

Deskriptive Kennwerte und Interkorrelationen der IPO-16 Mittelwerte in der

Längsschnittstichprobe

Kennwerte Interkorrelationen

Messung Monate M SD T1 T2 T3

T1 0 2.13 0.55 (0.84)

T2 2 2.10 0.56 0.82 (0.86)

T3 4 2.07 0.56 0.79 0.88 (0.86) Anmerkungen. N = 495. Die Werte in Klammern entsprechenden den internen Konsistenzen der Messungen

(Cronbach’s Alpha).


Abbildung 1: Dichteverteilung des IPO-16 Mittelwerts in der bevölkerungsrepräsentativen

Stichprobe. Die gestrichelten Linien markieren die Cut-Off Werte für ein erhöhtes Risiko

einer Persönlichkeitsstörung und einer strukturellen Beeinträchtigung gemäß OPD-2

(Zimmermann et al. 2013b)


Abbildung 2: Nicht-linearer Zusammenhang zwischen Alter und IPO-16 Mittelwert bei

Männern (durchgezogene Linie) und Frauen (gestrichelte Linie)


Anhang

T-skalierte Normwerte für den IPO-16 Mittelwert für Frauen und Männer


Tabelle 1: T-skalierte Normwerte für den IPO-16 Mittelwert von Frauen

<21

(n = 60)

21-30

(n = 189)

31-40

(n = 174)

41-65

(n = 580)

66-75

(n = 208)

>75

(n = 119)

1.00 32 34 37 35 35 36

1.06 34 35 38 37 37 37

1.13 34 36 39 39 38 40

1.19 34 37 40 40 41 43

1.25 35 38 41 42 42 44

1.31 37 39 42 43 44 45

1.38 38 41 43 45 44 46

1.44 42 42 44 46 45 47

1.50 43 43 44 47 46 48

1.56 44 44 46 48 48 49

1.63 44 46 47 49 49 49

1.69 46 47 48 50 49 51

1.75 46 48 49 51 51 51

1.81 46 49 50 52 51 52

1.88 47 51 51 53 51 52

1.94 48 52 51 53 52 53

2.00 49 52 52 54 53 54

2.06 51 54 53 55 54 54

2.13 52 55 54 56 55 55

2.19 52 56 56 56 55 55

2.25 53 56 57 57 55 55

2.31 54 57 58 58 56 56

2.38 55 57 58 59 57 57

2.44 57 58 59 59 57 58

2.50 58 59 59 60 58 59

2.56 58 60 61 61 59 59

2.63 59 60 61 61 60 60

2.69 59 61 62 62 61 61

2.75 59 61 63 63 62 61

2.81 60 61 63 63 63 62

2.88 60 62 64 64 64 63

2.94 61 62 64 65 65 64

3.00 62 63 65 65 65 66

3.06 62 63 66 66 66 66

3.13 62 65 68 67 68 66

3.19 64 66 69 68 68 68

3.25 66 66 69 69 70 70

3.31 71 67 70 69 70 70

3.38 71 67 71 70 71 70

3.44 71 68 71 70 72 70

3.50 71 73 73 71 73 70

Anmerkungen. N = 1330. Die T-Werte basieren auf der jeweiligen relativen kumulativen Häufigkeitsverteilung.


Tabelle 2: T-skalierte Normwerte für den IPO-16 Mittelwert von Männern

<21

(n = 80)

21-30

(n = 145)

31-40

(n = 164)

41-65

(n = 533)

66-75

(n = 171)

>75

(n = 79)

1.00 34 32 35 32 31 34

1.06 37 33 36 35 34 36

1.13 38 36 38 37 35 39

1.19 39 37 39 39 38 41

1.25 40 38 40 41 39 42

1.31 42 40 43 43 42 43

1.38 42 42 44 45 43 45

1.44 42 42 45 46 44 47

1.50 44 44 46 47 45 49

1.56 45 46 48 48 47 50

1.63 47 47 49 49 48 50

1.69 48 49 50 50 49 52

1.75 48 49 51 51 50 53

1.81 49 50 52 53 51 56

1.88 50 51 52 54 52 56

1.94 51 52 52 55 53 56

2.00 52 53 53 56 54 57

2.06 52 53 54 57 55 57

2.13 53 54 54 57 57 57

2.19 54 56 55 58 57 58

2.25 55 57 55 59 58 58

2.31 55 57 56 59 58 60

2.38 57 58 58 60 59 61

2.44 58 58 59 61 59 63

2.50 59 59 61 62 60 63

2.56 60 59 61 63 62 64

2.63 60 59 61 64 63 65

2.69 61 60 63 64 64 65

2.75 62 62 63 64 64 66

2.81 64 63 64 65 65 66

2.88 64 64 65 66 67 66

2.94 64 65 65 67 68 68

3.00 65 66 67 68 70 70

3.06 66 67 69 70 71 70

3.13 72 67 69 71 71 70

3.19 72 68 70 72 71 70

3.25 72 69 73 72 71 70

3.31 72 70 73 74 71 70

3.38 72 72 75 75 73 72

3.44 75 77 73 72

3.50 79 73

Anmerkungen. N = 1172. Die T-Werte basieren auf der jeweiligen relativen kumulativen Häufigkeitsverteilung.

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