Aussehensbezogene Zurückweisungssensitivität bei körperdysmorpher Störung und Essstörungen

Die Rekrutierung der Versuchsteilnehmer erfolgte im Rahmen eines Projekts zur Klassifikation der KDS über Presseberichte verschiedener deutscher Universitäten sowie Werbung in sozialen Medien und auf Flyern. Die Studie wurde ohne sichtbare Ausschlusskriterien beworben. Tatsächliche Einschlusskriterien waren das Alter (>18 Jahre), eine eindeutige Zuordnung als männlich oder weiblich (das binäre Geschlecht wurde als Kovariate in die Regressionsanalyse aufgenommen) sowie die Versicherung, dass deutsch fließend gelesen und geschrieben werden kann. Von den 743 Personen, die die Studienteilnahme abschlossen, mussten 7 nachträglich ausgeschlossen werden, da 2 das Mindestalter nicht erfüllten und 5 sich als divers identifizierten. Eine Person wurde aufgrund einer unrealistischen Größenangabe aus den Berechnungen, die den BMI als Variable aufnahmen, ausgeschlossen. Die finale Stichprobe bestand somit aus 736 Personen (bzw. 735 bei Analysen unter Einschluss des BMI).

Der Eating Disorder Examination Questionnaire (EDE‑Q; Hilbert et al. 2007) erhebt Essstörungssymptome der letzten 28 Tage auf den 4 Subskalen Figursorgen, Gewichtssorgen, essensbezogene Sorgen sowie gezügeltes Essverhalten mit insgesamt 22 Items (0: kein Tag bis 6: jeden Tag). Zur Bestimmung der Essstörungspathologie wurde in der vorliegenden Studie der Gesamtwert dieser Skalen genutzt. Sechs weitere Items erfassen diagnostisch relevante Kernverhaltensweisen (z. B. Essanfälle, vorsätzliches Erbrechen), wurden in der aktuellen Studie jedoch aus Platzgründen nicht verwendet. Die interne Konsistenz der Skala war mit α = 0,96 sehr gut.

Die Appearance-based Rejection Sensitivity Scale (Appearance-RS Scale; Schmidt und Martin 2017) misst Zurückweisungssorgen bzw. -erwartungen aufgrund des eigenen Aussehens anhand der Einschätzung von 15 Situationsbeschreibungen. Diese werden hinsichtlich der Sorge vor einer aussehensbezogenen Zurückweisung bzw. der selbst eingeschätzten Wahrscheinlichkeit für eine solche Zurückweisung bewertet (1: sehr unbesorgt bzw. sehr unwahrscheinlich bis 6: sehr besorgt bzw. sehr wahrscheinlich). Die interne Konsistenz der Skala war sehr gut (α = 0,95).

Die Liebowitz Social Anxiety Scale (LSAS; Stangier et al. 2005) misst Angst und Vermeidungsverhalten in 24 sozialen Leistungs- und Interaktionssituationen (ohne expliziten Aussehensbezug), die hinsichtlich des Ausmaßes an Angst und Vermeidung während der letzten Woche bewertet werden (0: keine Angst bis 3: schwere Angst und 0: nie vermieden bis 3: gewöhnlich vermeiden). Die interne Konsistenz in der vorliegenden Stichprobe erzielte einen sehr guten Wert von α = 0,96.

Darüber hinaus wurden die diagnostischen Kriterien A–D der KDS nach DSM‑5 in Form von 6 Fragen zur Selbsteinschätzung erhoben, die von den Teilnehmern mit Ja oder Nein zu beantworten waren (DSM-5-Screening; Möllmann et al. 2017).

Die Fragebogen wurden mit der Umfrage-Software Unipark (Fa. QuestBack GmbH, Köln) programmiert. Die Teilnehmer wurden zu Beginn der Onlinebefragung über Ziel, Dauer, Privatsphäre- und Vertraulichkeitsregelungen sowie die Möglichkeit einer Teilnahmeentschädigung (Verlosung von Onlinegutscheinen im Wert von je 20 € oder Anrechnung als Studienleistung) aufgeklärt und stimmten den Studienbedingungen zu. Die Kontaktdaten der Teilnehmer, die eine Entschädigung wünschten, wurden in einer separaten Umfrage erhoben, um die Anonymität der Umfrage zu gewährleisten. Die Studie wurde von der Ethikkommission („blinded for review“) genehmigt.

Vor der Datenanalyse wurden die Versuchsteilnehmer zunächst aufgrund ihres Gesamtwerts auf dem EDE‑Q sowie ihres Antwortmusters im DSM-5-Screening in 4 Gruppen eingeteilt: negatives KDS- und ESS-Screening (keine Symptome, KS; n = 501), ausschließlich positives ESS-Screening (ESS-POS; n = 167), ausschließlich positives KDS-Screening (KDS-POS; n = 47) sowie komorbid positives KDS- und ESS-Screening (Komorbid; n = 21). Den Berechnungen von Mond et al. (2004) an einer studentischen Stichprobe folgend wurde ein Wert von c = 2,3 auf dem EDE‑Q als „Cut-off“-Wert für die Einschätzung des ESS-Screenings als positiv oder negativ definiert. Die Einteilung der Probanden hinsichtlich körperdysmorpher Symptome orientierte sich an den Vorgaben des DSM‑5. Hiernach wurden Personen, die die Frage 1 (übermäßige Beschäftigung mit dem Aussehen), Frage 2 (wiederholende Handlungen) oder 3 (mentale Handlungen) sowie Frage 4 (Leiden) oder 5 (Beeinträchtigung) bejahten und Frage 6 (Hauptsorge Körpergewicht) verneinten in die Gruppe KDS-POS eingeteilt.

Die folgenden Analysen wurden mithilfe des Statistikprogramms IBM SPSS Statistics (Version 25; IBM; Armonk, USA) durchgeführt. Für den Vergleich der 4 Gruppen in Bezug auf das Alter und den BMI wurden einfaktorielle Varianzanalysen mit Games-Howell-korrigierten Post-hoc-Tests durchgeführt. Für den Vergleich hinsichtlich des Geschlechts wurde ein Pearson χ²-Test (exakte Testung) berechnet. Zum Vergleich der Untersuchungsgruppen hinsichtlich der ARS (Hypothese 1) wurde ebenfalls eine einfaktorielle „analysis of variance“ (ANOVA) berechnet. Im Fall von Heteroskedastizität wurden die robustere Welch-ANOVA und der Games-Howell Post-hoc-Test interpretiert.

Zur Testung der zweiten Hypothese wurde eine multiple lineare Regressionsanalysen mit robustem „bootstrapping“ berechnet. Das erste Regressionsmodell bestand aus den gewichteten effektkodierten Variablen KDS-POS, ESS-POS sowie KS. Letztere diente lediglich als Baseline der Kodierung. Das zweite Regressionsmodell enthielt zusätzlich die Kovariaten BMI, Geschlecht und LSAS-Gesamtwert. Für alle Analysen wurde das Signifikanzniveau auf p < 0,05 festgesetzt. Nach Cohen (1988) wurden die Effektstärken wie folgt interpretiert: χ²-Test: Cramer’s V (klein: V = 0,1; mittel: V = 0,3; groß: V = 0,5); Varianzanalysen: partielles η² (klein: η² = 0,01; mittel: η² = 0,06; groß: η² = 0,15); Post-hoc-Tests: Cohen’s d (klein: d = 0,2; mittel: d = 0,5; groß: d = 0,8); aufgeklärte Varianz der hierarchischen Regression: R² (klein: R² = 0,02; mittel: R² = 0,13; groß: R² = 0,26).

Die 4 Untersuchungsgruppen unterschieden sich nicht in Bezug auf das Alter, wohl aber hinsichtlich des BMI, mit einem signifikant höheren BMI bei ESS-POS als in den 3 anderen Gruppen. Auch in Bezug auf die Geschlechterverteilung konnten signifikante Unterschiede zwischen den Gruppen detektiert werden, die auf einen signifikant größeren Anteil an Frauen bei ESS-POS und Komorbid im Vergleich zu KS, nicht aber KDS-POS, zurückzuführen sind. Gruppenunterschiede fanden sich ebenfalls im Gesamtwert des EDE‑Q. Hier erreichte die Gruppe Komorbid die höchsten Werte, gefolgt von ESS-POS. Beide Gruppen erzielten signifikant höhere Werte als KDS-POS, welche wiederum signifikant höhere Werte erzielte als KS. Auch hinsichtlich des LSAS-Gesamtwerts unterschieden sich die Gruppen teilweise. Komorbid, ESS-POS und KDS-POS erzielten ähnlich hohe Werte, alle drei Gruppen unterschieden sich jedoch signifikant von KS, die die niedrigsten Werte auf dem LSAS erzielte (Tab. 1).

Die einfaktorielle ANOVA bestätigte einen signifikanten Gruppenunterschied in der ARS. Der paarweise Post-hoc-Gruppenvergleich wurde ebenfalls für alle Vergleiche signifikant, mit Ausnahme des Vergleichs zwischen ESS-POS und Komorbid. Die Gruppe Komorbid erzielte den höchsten ARS-Gesamtwert aber ähnlich hohe Werte wie ESS-POS. Beide Gruppen erzielten signifikant höhere Werte als die Gruppe KDS-POS, die wiederum signifikant höhere Werte erzielte als KS. Die Effektstärken der signifikanten Vergleiche waren überwiegend im hohen Bereich zu verzeichnen (0,64 [KDS-POS vs. ESS-POS] ≤ d ≤ 1,83 [KS vs. Komorbid]; Tab. 1).

Das erste Regressionsmodell ohne Einschluss der Kovariaten klärte insgesamt 35,7 % der Varianz an der ARS auf. Hier gingen 1,12 % exklusiv auf den effektkodierten Kontrast zwischen der KDS-POS-Gruppe und dem gewichtetem Gesamtmittelwert der Stichprobe zurück, sowie 32,03 % exklusiv auf den effektkodierten Kontrast zwischen Letzterem und der ESS-POS-Gruppe (Tab. 2). Das zweite Regressionsmodell unter Einschluss der Kovariaten klärte insgesamt 46,7 % der Varianz an der ARS auf. Davon gingen 0,55 % exklusiv auf den Kontrast zwischen der KDS-POS-Gruppe und dem gewichtetem Gesamtmittelwert der Stichprobe zurück, sowie 14,40 % exklusiv auf den Kontrast zwischen Letzterem und der ESS-POS-Gruppe. Die standardisierten Regressionskoeffizienten zeigten, dass beide Kodierungsvariablen einen signifikanten Effekt auf die ARS hatten, auch wenn der Effekt aller anderen Variablen konstant gehalten wurde (Tab. 2). Der BMI und das Geschlecht hatten in diesem Fall keinen signifikanten Effekt mehr auf die ARS, wohl aber der LSAS-Gesamtwert (Tab. 2).

Mit dem Ziel, zur Verbesserung der Differenzialdiagnostik zwischen KDS und ESS beizutragen, wurden in der vorliegenden Studie die beiden Störungsbilder hinsichtlich des potenziell differenzierenden Merkmals ARS verglichen.

Hypothesenkonform zeigte sich eine signifikant stärkere Ausprägung der ARS in den Gruppen mit deutlicher körperdysmorpher oder Essstörungssymptomatik bzw. mit komorbider Symptomatik als in der Gruppe ohne dergleichen Symptome. Das Ergebnis unterstreicht die Bedeutung der ARS als Marker aussehensbezogener Psychopathologie. Auch die Gruppen KDS-POS und ESS-POS unterschieden sich signifikant, was jedoch nicht auf eine stärkere Ausprägung der ARS bei KDS-POS, sondern, im Gegenteil, auf eine signifikant stärkere Ausprägung bei ESS-POS zurückzuführen ist.

Eine mögliche Erklärung für die unerwarteten Ergebnisse ergibt sich aus den äußerst niedrigen Werten der KDS-POS-Gruppe bezüglich der ARS. Der Mittelwert war mit 10,46 noch niedriger als der Normwert, den Park (2007) für eine studentische Zufallsstichprobe diskutiert hat (M = 11,9). Auch im Vergleich zu Studien, die das spezifische Ausmaß der ARS bei KDS erhoben haben, sind die gefundenen Werte eher unterdurchschnittlich (Kelly et al. 2014; Calogero et al. 2010; Schmidt und Martin 2017). Jedoch schwankten die Ergebnisse mit Mittelwerten zwischen 12,75 (Calogero et al. 2010) und 22,15 (Kelly et al. 2014) erheblich. Ein Grund dafür könnte die unterschiedliche Stichprobencharakteristik bzw. -erhebung der Studien sein. So rekrutierten Kelly et al. (2014) Probanden mit jahrelanger, per semistrukturiertem Interview abgesicherter KDS-Diagnose, während die vorliegende Stichprobe, genau wie jene bei Calogero et al. (2010) sowie Schmidt und Martin (2017), nicht klinisch war und auf der Grundlage eines Fragebogens mit Selbstauskunft klassifiziert wurde. Es ist daher davon auszugehen, dass die Stichprobe bei Kelly et al. (2014) eine schwerere Psychopathologie, und damit ARS, aufwies als die Teilnehmer der vorliegende Studie. Die Verwendung unterschiedlicher Erhebungsinstrumente könnte außerdem die starken Schwankungen in den Studienergebnissen erklären.

Weiterhin ist anzumerken, dass bei fast allen Studien, die den Zusammenhang zwischen KDS und ARS analysierten, das Vorliegen starker komorbider ESS-Symptome kein Ausschlusskriterium für die Studienteilnahme war (z. B. Kelly et al. 2014; Calogero et al. 2010), während die vorliegende Studie durch das Aufnehmen einer zusätzlichen komorbiden Gruppe dafür kontrollierte. Wie eingangs erwähnt, geht das komorbide Vorliegen von körperdysmorphen und Essstörungssymptomen jedoch mit einer erheblichen Symptomverschlechterung einher, u. a. von Korrelaten der ARS wie der Körperbildstörung (Ruffolo et al. 2006). So finden sich hypothesenkonform auch in der vorliegenden Studie in der komorbiden Gruppe die höchsten Werte bezüglich der ARS. Dies würde also die niedrigeren ARS-Werte in der KDS-POS-Gruppe im Vergleich zur einschlägigen Literatur ebenfalls erklären.

Darüber hinaus sind die hohen ARS-Werte der ESS-POS-Gruppe zu diskutieren. Obwohl auf der Grundlage der vorliegenden, um die diagnostischen Items gekürzten Fassung des EDE‑Q keine differenzierte ESS-Diagnose gestellt werden kann, sprechen die leicht erhöhten BMI-Werte dieser Gruppe dafür, dass die betroffenen Probanden eher dem Spektrum der Bulimia nervosa (BN) bzw. der Binge-Eating-Störung (BES) zuzuordnen wären. Die Vorbefunde, auf denen die Hypothesen der vorliegenden Studie fußten, basierten allerdings oft auf Vergleichen zwischen einer körperdysmorphen und einer anorektischen Stichprobe (z. B. Hartmann et al. 2013b, 2015). Gleichzeitig wurden einige der zitierten Vergleiche zwischen KDS und ESS nur für Anorexia nervosa (AN), nicht aber BN signifikant (Kollei et al. 2012; Hrabosky et al. 2009). Die BES wurde in Vergleichsstudien mit der KDS bisher gänzlich vernachlässigt. Vor diesem Hintergrund wären die anfänglich getätigten Annahmen der Studie über das Abschneiden der ESS-POS-Gruppe bezüglich der ARS ebenfalls neu zu bewerten. Diverse Korrelate der ARS (Körperunzufriedenheit und subjektive Attraktivitätsbewertung [Barry et al. 2003] sowie Scham und soziale Angst [Grabhorn et al. 2006]) liegen bei BN signifikant schwerer vor als bei AN. Auch BES und ARS weisen deutliche Überschneidungen in der Ätiologie (z. B. Mobbing-Erfahrungen [Striegel-Moore et al. 2002]) und der Psychopathologie (z. B. Überbewertung von Figur und Gewicht [Lewer et al. 2017]) auf. Es wäre daher plausibel, dass diese Faktoren das hypothesenkonträre Ergebnis ebenfalls beeinflusst haben könnten.

Die Stichprobengrößen zwischen den einzelnen Gruppen unterschieden sich immens, was die Voraussetzung der Varianzhomogenität bei der ANOVA beeinflussen kann (Field 2013). Dem wurde jedoch mit der Interpretation des Games-Howell-Post-hoc-Test begegnet (Field 2013). Weiterhin können die Ergebnisse nicht auf klinische Gruppen mit gesicherten ESS- und KDS-Diagnosen übertragen werden, da die Psychopathologie lediglich über Fragebogen mithilfe der Selbstauskunft erhoben wurde. Vor allem in der KDS-POS-Gruppe könnte dies, wie beschrieben, das hypothesenkonträre Ergebnis beeinflusst haben. Da ein Großteil der zitierten Studienergebnisse über den Zusammenhang von KDS und ARS ebenfalls auf Fragebogendaten beruht, kann das Erhebungsinstrument jedoch nicht als alleinige Ursache der hypothesenkonträren Ergebnisse herangezogen werden. Darüber hinaus unterschieden sich die Instrumente dahingehend, dass für die Bewertung körperdysmorpher Symptome ein relativ rigides „Forced-choice“-Instrument eingesetzt wurde, für das einzelne diagnostische Kriterien nach DSM‑5 erfüllt sein müssen, während die Essstörungssymptomatik über den EDE-Q-Gesamtwert mithilfe eines dimensionalen Antwortschemas ermittelt wurde. Somit ist davon auszugehen, dass sich die Instrumente in ihrer Liberalität stark unterscheiden. Es ist jedoch anzumerken, dass die ARS trotz konservativerer Klassifizierung in der KDS-POS-Gruppe weniger ausgeprägt war als bei ESS-POS.

Aus den genannten Gründen ist eine Folgestudie, die die Fragestellung anhand von 2 gesicherten klinischen Stichproben überprüft, wünschenswert. Außerdem bietet sich eine wiederholte Untersuchung unter Berücksichtigung der verschiedenen Essstörungsunterformen an, um eine Spezifizierung der Hypothesen für jede Untergruppe zu gewährleisten. Aufgrund des hypothesenkonträren Ergebnisses kann jedoch nicht ausgeschlossen werden, dass andere Konstrukte zur Verbesserung der Differenzialdiagnostik zwischen KDS und ESS ggf. geeigneter sind als die ARS. Möglicherweise spielt neben der wahrgenommenen Ablehnung durch andere auch der Abgleich mit dem eigenen Idealbild bei KDS eine entscheidende Rolle, der bei der KDS und ESS vergleichend untersucht werden könnte.