Krankheitseinsicht, dynamisch getestete Exekutivfunktionen und ...

12.2.3.2 Einsicht und Depressivität
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Diskussion
Der Effekt von MINTZ et al. (2003) konnte bestätigt werden: Einsicht und Depressivität
korrelieren in der Gesamtgruppe schwach zu r = .15 (p < .01). Bereits die genannte
Metaanalyse hatte eine signifikante Heterogenität der einbezogenen Effekte gefunden, die
nicht durch die betrachteten soziodemographischen und klinischen Variablen erklärt
werden konnte. Aus der Sichtung der Literatur (Abschnitt 6.5.8) hatten sich jedoch
Hinweise ergeben, dass eine bivariate Betrachtung der Komplexität des vermuteten
Zusammenhangs nicht gerecht wird, sondern weiter gezielt nach Moderations- und
Mediationseffekten gesucht werden sollte. So fanden MINTZ et al. (2003) einen akzentuierten
Effekt für die Einsichtsdimension der Symptombewusstheit. Auch lässt sich aus
quantitativen Studien zu spezifischen Krankheitskognitionen bei Schizophrenie ableiten,
dass nicht das Wissen um die Identität der Erkrankung an sich, sondern Konsequenz- und
Chronifizierungserwartungen sowie die Verinnerlichung negativer Stereotypen (»Selbststigmatisierung«)
depressogen wirken (LOBBAN et al., 2004, 2005; WATSON et al., 2006;
LEWINE, 2005; WARNER et al., 1989).
Es wurde daher angenommen, dass Positivsymptomatik eine entscheidende Rolle als
Moderatorvariable zukommt, da sie die Möglichkeit zur Symptombewusstheit eröffnet und
die genannten »toxischen« Krankheitskognitionen fördert. Zum ersten Mal wurde daher an
einer hinreichend großen Stichprobe (N = 210) zunächst eine explorative Clusteranalyse
anhand von Einsicht und Depressivität und anschließend eine Regressionsanalyse mit
entsprechendem Interaktionsterm berechnet, um das Zusammenspiel von Einsicht und
Positivsymptomatik zu erhellen.
Auf diese Weise konnte gezeigt werden, dass etwa ein Viertel der Stichprobe eine Konstellation
aus erhöhter Positivsymptomatik, hoher Einsicht und hoher Depressivität aufwies
(Cluster I). Positivsymptomatik bei gleichzeitiger Einsicht war also für einen substanziellen
Teil der Stichprobe möglich, d. h. es besteht keine strenge Polarität.
Ein weiteres Cluster (III), das ebenfalls ein Viertel der Fälle umfasst, zeigt zwar eine
deutlich geringere negative Emotionalität (g = -2,8) und Krankheitseinsicht (g = -3,17), die
Patienten dieses Clusters sind jedoch im Mittel ebenso positivsymptomatisch (g = 0,14).
Dies lässt erste Zweifel an einer rein nosologischen Erklärung aufkommen, die eine
Korrelation von Einsicht und Depressivität ausschließlich aus der Beimischung von Fällen
eines benigner verlaufenden schizoaffektiven Prägnanztyps ableiten würde.
Einsicht und ihre Interaktion mit Positivsymptomatik erklären nach Kontrolle des Geschlechts
und der Positivsymptomatik etwa 10 % der Varianz der Depressivität (Gesamt-R 2
= .20), was deutlich über den mittleren Effekt von MINTZ et al. (2003) hinausgeht (r = .18).
Zugleich zeigt sich jedoch noch immer eine erklärungsbedürftige Residualvarianz.
Die besondere klinisch-praktische Relevanz der Erkenntnis einer Akzentuierung des
Zusammenhangs von Krankheitseinsicht und Depressivität in symptomatischen Stadien
einer Schizophrenie-Erkrankung liegt in seinen Implikationen für den psychoedukativen
und -therapeutischen Prozess mit betroffenen Patienten: Angesichts der eindeutig erhöhten
Risikos dieser Gruppe für suizidale Handlungen, u. a. mediiert von Hoffnungslosigkeit (KIM
et al., 2003; BOLTON et al., 2007), muss bei residualer Psychose-Symptomatik eine
sorgfältige Planung und Abwägung therapeutischer und edukativer Maßnahmen mit dem
Ziel einer Erhöhung von Krankheitseinsicht und eine engmaschige Überprüfung krankheits-,
selbst-, und zukunftsbezogener Kognitionen erfolgen.
Aus dem Befund ergeben sich offene Fragen, die künftige Forschungsanstrengungen
stimulieren könnten: Um zu prüfen, ob die vielfach berichtete Kovariation von Einsicht und