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This is an Accepted Article that has been peer-reviewed and approved for publication in
Zeitschrift für Psychomatische Medizin und Psychotherapie, but has yet to undergo copy-
editing and proof correction. Please cite this article as an “Accepted Article”.
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]
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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
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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
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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.
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(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
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„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
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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
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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
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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).
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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
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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-
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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
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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
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Therapieerfolg oder konkretes Verhalten in psychotherapeutischen Sitzungen vorhergesagt
werden können.
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Zimmermann, J., Benecke, C., Hörz, S., Rentrop, M., Peham, D., Bock, A., Wallner, T.,
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Validierung einer deutschsprachigen 16-Item-Version des Inventars der
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Zimmermann, J., Stasch, M., Grande, T., Schauenburg, H., Cierpka, M. (2014): Der
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RUNNING HEAD: Normierung des IPO-16 Seite 19
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).
RUNNING HEAD: Normierung des IPO-16 Seite 20
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)
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Abbildung 2: Nicht-linearer Zusammenhang zwischen Alter und IPO-16 Mittelwert bei
Männern (durchgezogene Linie) und Frauen (gestrichelte Linie)
RUNNING HEAD: Normierung des IPO-16 Seite 22
Anhang
T-skalierte Normwerte für den IPO-16 Mittelwert für Frauen und Männer
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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.
RUNNING HEAD: Normierung des IPO-16 Seite 24
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.