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Spiritual Care

Zeitschrift für Spiritualität in den Gesundheitsberufen

Editor-in-Chief: Frick, Eckhard / Peng-Keller, Simon

Ed. by Aberer, Elisabeth / Bischoff, Alexander / Büssing, Arndt / Eschmann, Holger / Hefti, René / Klein, Constantin / Maidl, Lydia / Mayr, Beate / Roser, Traugott / Utsch, Michael / Zwingmann, Christian

4 Issues per year

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ISSN
2365-8185
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Religiosität/Spiritualität und psychische Gesundheit: Zentrale Ergebnisse einer Metaanalyse über Studien aus dem deutschsprachigen Raum

Religiosity/spirituality and mental health: Key findings of a meta-analysis about studies from the German language area

Christian Zwingmann / Bastian Hodapp
Published Online: 2017-09-05 | DOI: https://doi.org/10.1515/spircare-2017-0019

Zusammenfassung

Zahlreiche Studien aus dem US-amerikanischen Bereich weisen insgesamt auf einen leicht positiven Zusammenhang zwischen Religiosität/Spiritualität (R/S) und psychischer Gesundheit hin. Wegen des stark differenten religiös-kulturellen Hintergrunds können diese Befunde aber nicht ohne Weiteres auf den deutschsprachigen Bereich übertragen werden. Die hier vorgestellte Metaanalyse nimmt erstmals eine quantitative Integration der bisher aus Deutschland, Österreich und der deutschsprachigen Schweiz vorliegenden einschlägigen empirischen Studien vor. Es wurden 67 unabhängige Primärstudien in die Metaanalyse aufgenommen (N = 119 575). Über alle diese Studien hinweg beträgt die gewichtete Durchschnittskorrelation zwischen R/S und psychischer Gesundheit .03 (95 %-Konfidenzintervall: [.01; .05]), was bedeutet, dass im deutschsprachigen Bereich stärkere R/S zwar signifikant, aber nur sehr schwach mit besserer psychischer Gesundheit verbunden ist. Dieses Ergebnis wird durch verschiedene Studien- und soziodemografische Merkmale nicht oder nur relativ geringfügig moderiert. Recht hohe Unterschiede ergeben sich allerdings, wenn verschiedene Arten von R/S-Maßen miteinander verglichen werden. Dabei zeigt sich, dass ein „negativer Umgang mit Religion oder Gott“ eine deutlich negative Korrelation von -.20 mit psychischer Gesundheit aufweist, während bei anderen R/S-Maßen ganz überwiegend leicht positive Zusammenhänge zu finden sind. Im Vergleich zu amerikanischen Metaanalysen ist der für den deutschsprachigen Bereich festgestellte Gesamteffekt niedriger, und die Zusammenhänge zwischen negativen R/S-Formen und psychischer Beeinträchtigung sind besonders stark ausgeprägt. In der Diskussion werden weitere Vergleiche mit bisherigen Forschungsbefunden vorgenommen und erste inhaltliche Erklärungen versucht.

Abstract

Numerous US-American studies support a moderate positive relationship between religiosity/spirituality (R/S) and mental health. However, due to the very different religious-cultural background, these findings cannot directly be generalized to the German language area. The meta-analysis presented here integrates relevant studies so far conducted in Germany, Austria, and German-speaking Switzerland for the first time. We included 67 independent studies (N = 119 575). Across these studies, the weighted average correlation between R/S and mental health is .03 (95 % confidence interval: [.01; .05]), indicating that greater R/S is only very weakly albeit significantly associated with better mental health in the German language area. The results are not or only slightly moderated by study and sociodemographic characteristics. However, the results are substantially moderated by the type of R/S measure used in the studies: “Maladaptive dealing with religion and God” correlates -.20 with mental health, whereas all other measures of R/S predominantly exhibit small positive associations. In comparison to US-American meta-analyses, the average effect size based on studies from the German language area is lower and the associations between negative types of R/S and lower mental health are particularly strong. Further comparisons with prior results along with some conclusions are presented in the discussion section.

Schlüsselwörter: Metaanalyse; Religiosität; Spiritualität; psychische Gesundheit; Deutschland

Keywords: meta-analysis; religiosity; spirituality; mental health; Germany

1 Einleitung

Religiosität/Spiritualität (R/S) ist durchschnittlich in geringem bis moderatem Ausmaß mit höherer psychischer Gesundheit verbunden – das ist eine der Quintessenzen aus den inzwischen sehr zahlreichen einschlägigen empirischen Studien, die vornehmlich aus dem US-amerikanischen Raum vorliegen. Den derzeit wohl umfassendsten narrativen Review bietet das Handbook of Religion and Health von Koenig et al. (2012), in welchem insgesamt mehr als 3 000 Studien zum Zusammenhang zwischen R/S und Gesundheit berücksichtigt werden. Hinsichtlich psychischer Gesundheit schlussfolgern die Autoren: „At least two-thirds of these studies report that R/S people experience more positive emotions (well-being, happiness, life satisfaction) [and] fewer emotional disorders (depression, anxiety, suicide, substance abuse)“ (Koenig et al. 2012: 600 f.). „The strength of these relationships is sometimes strong, but more often is only moderate or weak“ (Koenig et al. 2012: 602).

Neben narrativen Reviews liegen aus dem US-amerikanischen Sprachraum inzwischen – mit jeweils unterschiedlichen Ausgangsfragestellungen – einige sog. Metaanalysen vor. In Metaanalysen werden die Ergebnisse mehrerer, oft sehr vieler empirischer Studien eines bestimmten Forschungsgebiets gemeinsam betrachtet (vgl. einführend z. B. Lipsey & Wilson 2001; umfassend z. B. Borenstein et al. 2009). Anders als bei narrativen Reviews sind Metaanalysen auf die quantitative Integration der vorliegenden Forschungsergebnisse ausgerichtet. Ziel ist die umfassende, systematische, möglichst unverzerrte und nachvollziehbare Bestandsaufnahme des aktuellen wissenschaftlichen Kenntnisstands im jeweiligen Forschungsfeld. Dabei werden zum einen die mittlere Ausprägung und die Verteilung eines Effekts (also z. B. eines bestimmten Zusammenhangs) durch Aggregation der Einzelergebnisse aus allen einbezogenen Primärstudien beschrieben. Zum anderen wird versucht, Unterschiede der Effektgrößen zwischen den Primärstudien durch die Identifikation von sog. Moderatorvariablen zu erklären.

Für R/S und psychische Gesundheit ergeben die neueren Metaanalysen aus dem US-amerikanischen Sprachraum in verschiedenen Populationen als Gesamteffekt wiederholt einen leicht positiven Zusammenhang (mittlere Korrelationen zwischen .06 und .19; Hackney & Sanders 2003; Smith et al. 2003; Ano & Vasconcelles 2005; Yonker et al. 2012; Salsman et al. 2015). Vor allem für verschiedene Formen von R/S resultieren jedoch teilweise deutlich abweichende Korrelationen. Bei einigen religionsbezogenen Maßen – etwa negatives religiöses Coping und extrinsische religiöse Orientierung – kehrt sich die Richtung des Zusammenhangs sogar um, d. h. diese Religiositätsformen hängen negativ mit psychischer Gesundheit zusammen (Smith et al. 2003; Ano & Vasconcelles 2005).

Ob sich diese Ergebnisse strukturell und hinsichtlich ihrer Größenordnung auf den deutschen Sprachraum übertragen lassen, ist fraglich. Vorschnelle Generalisierungen verbieten sich, da sich die „religiöse Landschaft“ in den USA erheblich von jener im stärker säkularisierten deutschen Sprachraum unterscheidet: Der „Glaube an Gott“ ist in den USA mit seit 1944 nahezu konstanten Zustimmungsraten von rund 95 % viel verbreiteter als im deutschsprachigen Bereich: Schweiz: 59 %, Westdeutschland: 53 %, Österreich: 47 %, Ostdeutschland: 13 % (Huber 2011). Vergleichbare Unterschiede zwischen den USA und dem deutschsprachigen Bereich finden sich auch bei anderen Indizes persönlicher Religiosität (Bertelsmann Stiftung 2008 a; Pickel 2013) und bei der Selbstbezeichnung als „spirituell“ (Zwingmann & Gottschling 2015). Entsprechend ist der deutschsprachige Bereich durch hohe Anteile von Konfessionslosen, die bis zu einem Drittel der Bevölkerung ausmachen, und eine weiter fortschreitende Abnahme religiöser Bindung gekennzeichnet. Außerdem ist mit religiöser Praxis in den USA – anders als hierzulande – eine viel stärkere soziale Komponente verbunden. Die große Anzahl verschiedener Denominationen (darunter evangelikal-freikirchliche, pfingstkirchliche und charismatische Bewegungen mit hoher Dynamik), die größere Selbstverständlichkeit eines Konfessionswechsels und die kleinen, überschaubaren Gemeinden erleichtern eine individuelle Wahl der religiösen Bezugsgemeinschaft und ein enges Netz religionsbezogener sozialer Unterstützung (Bertelsmann Stiftung 2008b). Demgegenüber dominieren im deutschsprachigen Bereich ein bis zwei große „Volkskirchen“, in denen fast alle konfessionell Gebundenen Mitglied sind. Ein Konfessionswechsel ist – anders als ein Kirchenaustritt – im deutschsprachigen Bereich eher unüblich, die Mitgliedschaft ist mit Steuerpflicht bzw. einem Kirchenbeitrag verbunden, und die zuständige Kirchengemeinde wird durch den Wohnsitz festgelegt.

Angesichts dieser Unterschiede ist es für den stärker säkularisierten deutschen Sprachraum nicht unplausibel, andersartige, u. U. geringere Einflüsse der persönlichen R/S auf die psychische Gesundheit zu erwarten (Kremer 2001; Zwingmann 2005; Heinemann & Wörmann 2010). Im Vergleich zu den USA ziehen verschiedene Autoren tatsächlich ein verhalteneres Fazit. So stellen Schowalter und Murken (2003: 156) für den deutschsprachigen Bereich fest: „Empirische Untersuchungen an eher unbelasteten Stichproben wie Studenten oder Analysen allgemeiner Bevölkerungsdaten finden in der Regel keinen oder nur einen leichten positiven, stabilisierenden gesundheitsfördernden Effekt von Religiosität“. Zwingmann und Klein (2013: 31 f.) konstatieren 10 Jahre später eine recht uneinheitliche Befundlage: „Verschiedene Einzelstudien fanden in gesunden und klinischen Stichproben sowohl positive Korrelationen als auch schwache, inkonsistente bzw. komplexe oder auch negative Zusammenhänge zwischen Religiosität und gesundheitlichen Indikatoren.“ Sie weisen außerdem darauf hin, dass „die stärksten Zusammenhänge häufig bei negativen Aspekten der Religiosität berichtet [werden], z. B. schlechtere psychische Gesundheit bei negativ geprägter Gottesbeziehung [...] oder geringes subjektives Wohlbefinden, höhere Ängstlichkeit und Depressivität bei negativem religiösen Coping“ (Zwingmann & Klein 2013: 32, siehe auch bei Klein & Albani 2011). Utsch (2012; 2014: 5) resümiert deshalb, dass Studien aus dem deutschen Sprachraum „eher auf die ambivalenten Wirkungen von Religiosität und Spiritualität hinweisen“.

Diese Schlussfolgerungen beruhen allerdings lediglich auf dem Eindruck der jeweiligen Autoren auf der Basis eines mehr oder weniger vollständigen Literaturüberblicks. Um zu einer validen Gesamtschau zu gelangen, haben wir eine systematische Recherche der thematisch einschlägigen Primärstudien aus dem deutschsprachigen Raum und deren quantitative Integration in Form einer Metaanalyse vorgenommen. Der vorliegende Artikel stellt die zentralen Ergebnisse dieser Metaanalyse in möglichst allgemeinverständlicher Form vor und gibt hinsichtlich der Methodik lediglich notwendige, keine ausführlichen Hinweise. Für vertiefende methodische Erläuterungen sowie für eine Listung und Tabellierung aller in die Metaanalyse einbezogenen Primärstudien sei auf die Monografie von Hodapp (2017) und auf einen internationalen Artikel (Hodapp & Zwingmann, in Vorbereitung) verwiesen.

2 Methode

Literaturrecherche: Im August/September 2015 wurden die Datenbanken PSYNDEX, PsycINFO und MEDLINE mit einer umfassenden Suchstrategie aus sowohl deutschen als auch englischen Schlüsselworten systematisch durchsucht. Darüber hinaus wurden die Literaturverzeichnisse verschiedener Überblicksarbeiten und bereits eingeschlossener Studien, Inhaltsverzeichnisse und Register der Zeitschriften Archive for the Psychology of Religion / Archiv für Religionspsychologie, Journal of Empirical Theology und Spiritual Care sowie von einschlägigen Wissenschaftlern auf Anfrage zur Verfügung gestellte Publikationsverzeichnisse manuell gesichtet. Studien wurden bis zum Beginn der statistischen Analysen im Juni 2016 aufgenommen.

Ein- und Ausschlusskriterien: In die Metaanalyse wurden Primärstudien eingeschlossen, wenn sie folgende Kriterien erfüllten: 1. als Zeitschriftenbeitrag, Monografie, Buchbeitrag, Dissertation oder Habilitation publizierte empirische Studie in deutscher oder englischer Sprache, 2. Stichprobe bis auf geringe Abweichungen ≤ 10 %) aus dem deutschsprachigen Raum (Deutschland, Österreich, deutschsprachige Schweiz), 3. jeweils mindestens ein quantitatives Maß für R/S und psychische Gesundheit enthalten, 4. Korrelationskoeffizient oder partielles Assoziationsmaß als Effektgröße angegeben oder aus den vorhandenen Angaben berechenbar (zu Umrechnungsprozeduren vgl. z. B. Sedlmeier & Renkewitz, 2008), 5. Stichprobengröße angegeben. Primärstudien wurden ausgeschlossen, wenn sie folgende Kriterien aufwiesen: 1. Stichprobe mit überwiegend nicht-christlichem Hintergrund, 2. Erfassung von R/S ausschließlich über Religionszugehörigkeit oder Bedürfnismaße (z. B. Erfassung von spiritual needs), 3. Stichprobe substanziell (> 10 %) aus entweder a) Kindern oder Jugendlichen oder b) (angehenden) religiösen Funktionsträgern oder c) Mitgliedern sog. Neuer Religiöser Bewegungen bestehend.

Kodierung der Studien: Wenn eine empirische Studie in mehreren Publikationen veröffentlicht wurde und die Darstellungen somit auf derselben Stichprobe beruhten, wurde diese Studie nur einmal berücksichtigt. Wenn umgekehrt in einer Publikation mehrere Stichproben getrennt analysiert wurden, wurde jede dieser Stichprobe als eigene Studie gezählt. Für jede Studie wurden aus den aufgenommenen Publikationen – soweit verfügbar – folgende Informationen extrahiert und kodiert: 1. Autor(en), 2. Publikationsjahr, 3. Forschungsraum (Deutschland; Österreich; deutschsprachige Schweiz; mehrere), 4. Stichprobe in Krankheits- oder Krisensituation (nein; ja; gemischt), 5. Stichprobengröße und Anzahl der Frauen und Männer, 6. Alter der Stichprobe (M, SD, ggf. Range), 7. Verteilung der Religions-/Konfessionszugehörigkeit (katholisch; evangelisch; andere; ohne; keine Angaben oder unbekannt), 8. Art der verwendeten R/S-Maße (Zentralität1 oder ein anderes Salienzmaß [1]; religiöses Interesse [2]; Glaube an Gott [3]; religiöse Ideologie bzw. Glaubensüberzeugungen außer Glaube an Gott [4]; religiöse Erfahrung [5]; private religiöse Praxis [6]; Häufigkeit des Gottesdienstbesuchs [7]; öffentliche religiöse Praxis außer Häufigkeit des Gottesdienstbesuchs [8]; religiöse Praxis ohne weitere Spezifikation [9]; Konsequenzen2 [10]; intrinsische Religiosität3 [11]; extrinsische Religiosität3 [12]; Quest‑Religiosität4 [13]; positive/s Gotteskonzept/-beziehung [14]; negative/s Gotteskonzept/‑beziehung [15]; positives religiöses Coping5 [16]; negatives religiöses Coping5 [17]; religiöses/spirituelles Wohlbefinden6 [18]; Spiritualität7 [19]; multidimensionale religiöse/spirituelle Maße [20]; andere religiöse/spirituelle Maße [21]), 9. Art der Erfassung psychischer Gesundheit (ausschließlich Positivindikatoren; ausschließlich Negativindikatoren; sowohl Positiv- als auch Negativindikatoren), 10. statistische Kontrolle von Drittvariablen (nein; ja; teilweise); 11. Effektgrößen, d. h. angegebene bzw. berechenbare Korrelationskoeffizienten (Produkt-Moment-Korrelation r bzw. in einigen Fällen Spearman-Rangkorrelation rs) bzw. im Fall der statistischen Kontrolle von Drittvariablen partielle Assoziationsmaße (Regressionskoeffizienten, Partialkorrelationen). Die Richtung der Effektgrößen wurde einheitlich so festgelegt, dass positive Werte bedeuten, dass R/S mit besserer psychischer Gesundheit verbunden ist. Die für die einzelnen Kategorien des Kodierschemas auf der Grundlage von zwei Ratern anhand von 26 zufällig ausgewählten Studien ermittelte Beurteilerübereinstimmung (Interrater-Reliabilität) war gut bis sehr gut (Cohens κ ≥ .65 bei einem Median von κ = .96).

Datenanalyse: Für die Berechnung der gewichteten mittleren Gesamteffektgröße r+ wurde ein random effects-Modell zugrunde gelegt, welches auf der Annahme beruht, dass die wahren Effektgrößen zwischen den Primärstudien nicht konstant sind, sondern variieren. Zwar erhalten Studien mit größeren Stichproben auch im random effects-Modell stärkere Gewichte; die Zunahme ist indes nicht linear, sodass auch die spezifischen Informationen aus kleineren Studien hinreichend repräsentiert werden (vgl. Lipsey & Wilson 2001: Kap. 6; Borenstein et al. 2009: Kap. 13). In die Berechnung der Gesamteffektgröße ging jede Studie mit einem Wert ein. Lieferte eine Primärstudie mehrere Effektgrößen r, wurden diese zuvor zu einer mittleren Studieneffektgröße aggregiert (über Fisher-Z-Werte). Mit verschiedenen Methoden, die hier nicht dargestellt werden,8 wurde plausibilisiert, dass die berechnete Gesamteffektgröße robust gegenüber einem möglichen publication bias ist (vgl. hierzu Hodapp, 2017). Nach der Berechnung verschiedener Heterogenitätstests, welche die Annahme eines random effects-Modells unterstützen (vgl. hierzu Hodapp, 2017), wurden Moderatoranalysen gerechnet. Dabei wurden jeweils nach einem ausgewählten Merkmal Subgruppen gebildet und für jede Subgruppe erneut eine gewichtete durchschnittliche Effektgröße r+ nach dem random effects-Modell ermittelt. Die statistischen Analysen wurden mit dem Programm Comprehensive Meta-Analysis (CMA, Version 3; https://www.meta-analysis.com, letzter Zugriff: 12.03.2017) durchgeführt.

3 Ergebnisse

3.1 Beschreibung der in die Metaanalyse einbezogenen Studien

Es wurden 67 unabhängige Primärstudien mit insgesamt 119 575 Teilnehmerinnen und Teilnehmern in die Metaanalyse aufgenommen. Aus diesen Studien wurden 250 Effektgrößen extrahiert. Tabelle 1 informiert in der ersten Spalte über formale und soziodemografische Merkmale der einbezogenen Studien. Der Publikationszeitraum erstreckt sich von 1990 bis 2016, also über 27 Jahre, wobei seit 2006 vermehrt und in den letzten 5 Jahren die meisten Studien veröffentlicht wurden. Die Studien stammen ganz überwiegend aus Deutschland (71.6 %) und wurden etwa zu gleichen Teilen an unbelasteten Personen (46.3 %) und an Personen in einer Krankheits- oder Krisensituation (50.7 %) durchgeführt. Die meisten Stichproben umfassen zwischen 101 und 250 Personen (29.9 %), enthalten substanziell mehr Frauen (53.7 %), die Probanden sind im Durchschnitt zwischen 30 und 60 Jahre alt (55.2 %), also weder besonders jung noch besonders alt. Nur in etwa einem Viertel der Stichproben sind über die Hälfte der Personen entweder katholisch (13.4 %) oder evangelisch (11.9 %). In den meisten Studien wurden zur Erfassung psychischer Gesundheit nur Positivindikatoren eingesetzt (44.8 %; am häufigsten: Zufriedenheit, subjektives Wohlbefinden, psychische Gesundheit, persönliches Wachstum), aber es gibt auch substanziell viele Studien, die nur Negativindikatoren (32.8 %; am häufigsten: Depressivität, Angst, psychische Belastung, Einsamkeit) oder sowohl Positiv- als auch Negativindikatoren (22.4 %) verwenden. Aus fast allen Studien (91 %) konnten Effektgrößen extrahiert werden, bei denen keine statistische Kontrolle von Drittvariablen vorgenommen worden war.

Anzahl der StudienSubgruppeneffektgrößen r+ und 95 %-Konfidenzintervall
Publikationszeitraum
vor 2000
2001–2005
2006–2010
2011–2016
8
14
21
24
Δr+ = .08
.04 [-.03; .12]
.03 [-.02; .08]
-.02 [-.06; .03]
.06** [.03; .10]
Forschungsraum
Deutschland
Österreich
deutschsprachige Schweiz
mehrere
48
9
8
2
Δr+ = .20
.03 [-.00; .05]
-.00 [-.07; .06]
.05 [-.02; .11]
.20** [.09; .31]
Stichprobe in Krankheits-/Krisensituation
nein
ja
beides
31
34
2
Δr+ = .11
.07** [.04; .10]
-.01 [-.04; .02]
-.03 [-.14; .07]
Stichprobengröße
< 50
50–100
101–250
251–1 000
> 1 000
6
11
20
18
12
Anteil der Frauen
< 40 %
40–60 %
> 60 %
keine Angaben
6
13
36
12
Δr+ = .07
.00 [-.08; .08]
-.02 [-.07; .03]
.05** [.01; .08]
.05* [.00; .10]
Durchschnittliches Alter
M(Alter) < 30 Jahre
30 Jahre < M(Alter) < 60 Jahre
M(Alter) > 60 Jahre
keine Angaben
5
37
10
15
Δr+ = .20
-.15** [-.23; -.06]
.05** [.02; .08]
.00 [-.06; .07]
.05* [.01; .09]
Konfessionszugehörigkeit
katholisch > 50 %
evangelisch > 50 %
andere Verteilung oder keine Angaben
9
8
50
Δr+ = .03
.02 [-.05; .09]
.05 [-.03; .14]
.03* [.01; .06]
Erfassung psychischer Gesundheit
nur Positivindikatoren
nur Negativindikatoren
sowohl als auch
30
22
15
Δr+ = .12
.09** [.06; .12]
-.03 [-.07; .01]
-.03 [-.08; .01]
Statistische Kontrolle von Drittvariablen
nein
ja, teilweise
ja, komplett
61
1
5
Δr+ = .05
.03** [.01; .06]
-.02 [-.19; .15]
.02 [-.07; .11]
Tab. 1

Merkmale der in die Metaanalyse einbezogenen Studien: Anzahl der Studien und Subgruppeneffektgrößen r+

Anmerkungen: Δr+: Differenz zwischen der höchsten und niedrigsten Subgruppeneffektgröße pro Merkmal.* p < .05, ** p < .01

Betrachtet man – soweit effektgrößenbezogen verfügbar – die soziodemografischen Daten über alle Studien hinweg, ergeben sich folgende Gesamtverteilungen: Das Geschlecht der Studienteilnehmer/-innen liegt in 55 Studien (82.1 %) vor; in diesen sind zusammengenommen 57.6 % der untersuchten Personen weiblich. Das Durchschnittsalter ist in 52 Studien (77.6 %) verfügbar und beträgt bei diesen im gewichteten Durchschnitt 43.5 Jahre (bei einer gewichteten Standardabweichung von 10.8 Jahren). Die Verteilung der Religions-/Konfessionszugehörigkeit liegt lediglich in 34 Studien (50.7 %) vor, in denen zusammengenommen 33.9 % katholisch und 34.6 % evangelisch sind sowie 27.7 % keine und 3.7 % eine andere Religionszugehörigkeit aufweisen. Vergleicht man diese Verteilungen mit dem soziodemografischen Querschnitt zumindest Deutschlands (in 2013: 53 % weiblich; M(Alter) = 44.1 Jahre; 30 % katholisch; 28.5 % evangelisch; 31.1 % konfessionslos; 9.3 % andere Religionszugehörigkeit), lassen sich hohe Übereinstimmungen feststellen; Frauen sowie Katholiken und Protestanten scheinen in den einbezogenen Studien allerdings etwas überrepräsentiert zu sein.

3.2 Gesamteffektgröße

Von den 67 studienbezogenen mittleren Effektgrößen r sind 20 (29.9 %) negativ, 2 gleich Null (3.0 %) und 45 (67.2 %) positiv bei einem Range von -.41 bis .40. Die nach dem random effects-Modell gewichtete durchschnittliche Gesamteffektgröße beträgt r+ = .03 (z = 2.79, p < .01; 95 %-Konfidenzintervall: [.01, .05]). Abbildung 1 veranschaulicht diese Ergebnisse in Form eines sog. forest plot. In dieser Abbildungsform werden für jede in der Metaanalyse berücksichtigte Primärstudie die mittlere Studieneffektgröße und deren 95 %-Konfidenzintervall sowie zusätzlich die Gesamteffektgröße und ihr 95 %-Konfidenzintervall dargestellt. Die Breite eines Konfidenzintervalls hängt vor allem von der Stichprobengröße ab: Je größer die Stichprobe, desto schmaler das Konfidenzintervall, desto präziser also die korrespondierende Effektgrößenschätzung. Umfasst das Konfidenzintervall den Wert r = 0 bzw. r+ = 0, dann ist die betreffende Effektgröße nicht signifikant von Null verschieden.

Forest plot über alle in die Metaanalyse einbezogenen Studien. Abgebildet sind 67 Primärstudien mit der jeweiligen mittleren Studieneffektgröße r und dem 95 %-Konfidenzintervall, von links nach rechts aufsteigend geordnet nach der Höhe der Studieneffektgröße. An der rechten Seite der Abbildung ist die durchschnittliche Gesamteffektgröße r+ mit dem 95 %-Konfidenzintervall in Form einer Raute dargestellt. Das Konfidenzintervall der Gesamteffektgröße entspricht dem Abstand zwischen der unteren und oberen Spitze der Raute.
Abb. 1

Forest plot über alle in die Metaanalyse einbezogenen Studien. Abgebildet sind 67 Primärstudien mit der jeweiligen mittleren Studieneffektgröße r und dem 95 %-Konfidenzintervall, von links nach rechts aufsteigend geordnet nach der Höhe der Studieneffektgröße. An der rechten Seite der Abbildung ist die durchschnittliche Gesamteffektgröße r+ mit dem 95 %-Konfidenzintervall in Form einer Raute dargestellt. Das Konfidenzintervall der Gesamteffektgröße entspricht dem Abstand zwischen der unteren und oberen Spitze der Raute.

3.3 Moderatoranalysen

Die bereits im forest plot in Abbildung 1 erkennbare große Heterogenität zwischen den Studien wird durch verschiedene Heterogenitätstests auch quantitativ bestätigt (vgl. hierzu Hodapp, 2017). Um mögliche Erklärungen für die Heterogenität zwischen den Studien zu finden, wurden Moderatoranalysen für die in Tabelle 1Tabelle 1 aufgeführten Studien- und soziodemografischen Merkmale sowie für verschiedene Kategorien von R/S-Maßen durchgeführt. Alle diese Moderatoranalysen wurden per Subgruppenbildung vorgenommen.

Tabelle 1 zeigt in der zweiten Spalte, dass bei den meisten Studien- und soziodemografischen Merkmalen die mittleren Effektgrößen r+ der Subgruppen eng beieinanderliegen; die Differenzen Δr+ zwischen der höchsten und niedrigsten Subgruppeneffektgröße reichen überwiegend lediglich von .03 bis .12. Diese recht niedrigen Werte bedeuten, dass sich die Heterogenität der Studieneffektgrößen kaum durch die Merkmale „Publikationszeitraum“, „Stichprobe in Krankheits- oder Krisensituation“, „Anteil der Frauen“, „Konfessionszugehörigkeit“, „Erfassung psychischer Gesundheit“9 und „statistische Kontrolle von Drittvariablen“ erklären lässt. Bei den Merkmalen „Forschungsraum“ und „durchschnittliches Alter“ ergeben sich etwas höhere Differenzen von jeweils Δr+ = .20. Allerdings gehen beide Differenzen jeweils auf lediglich eine abweichende Subgruppe mit relativ wenigen Studien zurück.

Deutlich höhere Differenzen Δr+ resultieren, wenn Subgruppen danach gebildet werden, welche unterschiedlichen R/S-Maße in den Primärstudien verwendet wurden. Im Unterschied zu den in Tabelle 1 aufgeführten Studien- und soziodemografischen Merkmalen handelt es sich hier um abhängige Subgruppen, weil es häufig vorkam, dass in ein- und derselben Studie unterschiedliche R/S-Maße eingesetzt wurden. Gemäß der Empfehlung von Eisend (2004) wurden alle verfügbaren Effektgrößen einbezogen, also u. U. auch mehrere Effektgrößen aus derselben Studie. Wir haben diese Analysen auf drei Hierarchieebenen durchgeführt, d. h. die Maße wurden gemäß ihrer konzeptuellen Ähnlichkeit sukzessiv zu größeren Kategorien zusammengefasst.10 Tabelle 2 zeigt die Ergebnisse auf allen drei Hierarchieebenen, wobei die Subgruppen jeweils nach der Anzahl der beteiligten Effektgrößen geordnet sind.

Anzahl
der Effektgrößen r
Subgruppenffektgröße r+ und 95 %-Konfidenzintervall
Erste Hierarchieebene: Δr+ = .48
Zentralität/Salienz [1]53.06** [.03; .09]
negatives religiöses Coping [17]28-.21** [-.25; -.17]
positives religiöses Coping [16]27.10** [.05; .14]
andere religiöse/spirituelle Maße [21]23.04 [-.00; .08]
positive/s Gotteskonzept/-beziehung [14]17.06* [.01; .11]
intrinsische Religiosität [11]16.01 [-.04; .06]
Spiritualität [19]15.03 [-.02; .08]
negative/s Gotteskonzept/-beziehung [15]12-.16** [-.22; -.11]
Häufigkeit des Gottesdienstbesuchs [7]10.09** [.04; .14]
religiöse Praxis ohne weitere Spezifikation [9]10.06* [.00; .12]
religiöse Ideologie außer Glaube an Gott [4] 7.02 [-.07; .11]
religiöse Erfahrung [5]5.04 [-.09; .16]
religiöses Interesse [2] 5.12* [.02; .22]
religiöses/spirituelles Wohlbefinden [18] 5.15** [.06; .25]
Konsequenzen [10] 3.18** [.05; .30]
öffentliche religiöse Praxis außer Häufigkeit des Gottesdienstbesuchs [8] 3.08 [-.05; .21]
private religiöse Praxis [6] 3.21** [.06; .35]
Quest-Religiosität [13] 3-.08 [-.17; .02]
extrinsische Religiosität [12] 2-.27** [-.40; -.14]
multidimensionale religiöse/spirituelle Maße [20] 2.22* [.05; .37]
Glaube an Gott [3] 1.10 [-.06; .26]
Zweite Hierarchieebene: Δr+ = .27
Zentralität inkl. Unterdimensionen nach Huber (2003) / Salienz / intrinsische Religiosität [1–9, 11]76.05** [.03; .08]
positiver Umgang mit Religion/Gott [14, 16]39.07** [.03; .11]
negativer Umgang mit Religion/Gott [12, 15, 17]37-.20** [-.23; -.16]
Restkategorie [10, 13, 18, 20, 21]28.04 [-.00; .08]
Spiritualität [19]15.03 [-.03; .09]
Dritte Hierarchieebene: Δr+ = .26
alle anderen Maße [1–11, 13, 14, 16, 18–21]110.06** [.04; .08]
negativer Umgang mit Religion/Gott [12, 15, 17]37-.20** [-.23; -.16]
Tab. 2

Subgruppenvergleich verschiedener R/S-Maße auf drei Hierarchieebenen: Anzahl der Effektgrößen r und Subgruppeneffektgröße r+

Anmerkungen: Die Ziffern in den eckigen Klammern hinter der Subgruppenbezeichnung entsprechen den im Abschnitt „Methoden“ eingeführten Codes. Δr+: Differenz zwischen der höchsten und niedrigsten Subgruppeneffektgröße pro Hierarchieebene.* p < .05, ** p < .01

Auf der ersten Hierarchieebene fällt bei einer Differenz Δr+ = .49 auf, dass drei R/S-Maße – nämlich „extrinsische Religiosität“ (r+ = -.27, z = -3.87, p < .01), „negatives religiöses Coping“ (r+ = -.21, z = -10.14, p < .01) und „negative/s Gotteskonzept/‑beziehung“ (r+ = -.16, z = ‑5.35, p < .01) – jeweils signifikant und relativ hoch negativ mit psychischer Gesundheit zusammenhängen, während die Effektgrößen r+ bei den anderen Maßen von -.08 bis .22 reichen und überwiegend im leicht positiven Bereich liegen. Ein analoges Muster zeigt sich bei einer Differenz von Δr+ = .27 auch auf der mittleren Hierarchieebene, die als forest plot – geordnet nach der Höhe der Subgruppeneffektgrößen r+ – in Abbildung 2 veranschaulicht wird: Ein „negativer Umgang mit Religion oder Gott“ ist recht deutlich negativ mit psychischer Gesundheit assoziiert (r+ = -.20, z = -10.62, p < .01), während die Korrelationen r+ der anderen vier Subgruppen („Spiritualität“; „Restkategorie“; „Zentralität / Salienz / intrinsische Religiosität“; „positiver Umgang mit Religion/Gott“) im leicht positiven Bereich zwischen .03 und .07 liegen. Auf der dritten Hierarchieebene schließlich werden die Maße zum „negativen Umgang mit Religion oder Gott“ einer zusammengefassten Kategorie aus allen anderen R/S-Maßen (r+ = .06, z = -10.86, p < .01) gegenübergestellt (Δr+ = .26), wobei sich wiederum dasselbe Ergebnismuster zeigt.

Forest plot zum Subgruppenvergleich verschiedener R/S-Maße (zweite Hierarchieebene). Abgebildet sind die Subgruppeneffektgrößen r+, von links nach rechts aufsteigend geordnet, mit ihrem jeweiligen 95 %-Konfidenzintervall in Form einer Raute. Das Konfidenzintervall entspricht jeweils dem Abstand zwischen der unteren und oberen Spitze der Raute.
Abb. 2

Forest plot zum Subgruppenvergleich verschiedener R/S-Maße (zweite Hierarchieebene). Abgebildet sind die Subgruppeneffektgrößen r+, von links nach rechts aufsteigend geordnet, mit ihrem jeweiligen 95 %-Konfidenzintervall in Form einer Raute. Das Konfidenzintervall entspricht jeweils dem Abstand zwischen der unteren und oberen Spitze der Raute.

4 Diskussion

Die vorliegende Metaanalyse umfasst trotz vergleichsweise strikter Ein- und Ausschlusskriterien insgesamt 67 Primärstudien und erbringt damit das durchaus unerwartete Ergebnis, dass es bereits zahlreiche Studien aus dem deutschsprachigen Bereich mit empirischen Daten zum Zusammenhang zwischen R/S und psychischer Gesundheit gibt. Die verschiedentlich geäußerte Behauptung, dass aus dem deutschsprachigen Forschungsraum nur wenige einschlägige Untersuchungen vorlägen (Utsch 2005; Zwingmann 2005; Heinemann & Wörmann 2010; Klein & Albani 2011; Zwingmann & Klein 2013), kann folglich nicht (mehr) bestätigt werden. Die Auswertung des Publikationszeitraums der einbezogenen Studien zeigt, dass die Forschungsaktivitäten zum Themengebiet „R/S und psychische Gesundheit“ seit 2006 deutlich zugenommen haben, sodass nun eine Vielzahl empirischer Arbeiten vorliegt. Angesichts dessen erscheint die Durchführung einer Metaanalyse speziell für den deutschsprachigen Forschungsraum, welche die Ergebnisse dieser Primärstudien statistisch zusammenfasst, umso sinnvoller. Mit einer Basis von 67 Primärstudien braucht diese Metaanalyse den Vergleich mit US-amerikanischen Metaanalysen nicht zu scheuen: Die in der Einleitung bereits erwähnten fünf Metaanalysen beziehen durchschnittlich nur etwas mehr, nämlich etwa 91 Forschungsarbeiten (zwischen 35 und 148) ein (Hackney & Sanders 2003; Smith et al. 2003; Ano & Vasconcelles 2005; Yonker et al. 2012; Salsman et al. 2015). Dieser aus quantitativer Perspektive unerwartet positive Befund ändert jedoch nichts an der Tatsache, dass der Themenkomplex „R/S und psychische Gesundheit“ im deutschsprachigen Raum einen Randbereich sozialwissenschaftlicher und medizinischer Forschung darstellt (Klein et al. 2011). Weitere Forschungsarbeiten in diesem Feld wären für die Zukunft wünschenswert – auch mit Blick auf einige der im Folgenden diskutierten Aspekte.

Die gewichtete mittlere Gesamteffektgröße, welche in der vorliegenden Metaanalyse über alle 67 einbezogenen Primärstudien berechnet wurde, beträgt r+ = .03. Es handelt sich um einen zwar signifikant von Null abweichenden, aber sehr kleinen positiven Zusammenhang zwischen R/S und psychischer Gesundheit: Er klärt nur etwa 0.001 % der Varianz psychischer Gesundheit statistisch auf und liegt deutlich unter dem Daumenwert von Cohen (1987) für „kleine“ Effekte. Grundsätzlich bestätigt dieses Ergebnis aus dem deutschsprachigen Raum den aus den neueren US-amerikanischen Metaanalysen ableitbaren Befund eines leicht positiven Gesamteffekts zwischen R/S und psychischer Gesundheit (mittlere Korrelationen zwischen .06 und .19). Für den deutschsprachigen Bereich fällt der Gesamteffekt aber noch geringer aus. Diese Schlussfolgerung bleibt auch bestehen, wenn man R/S-Maße, die einen negativen Umgang mit Religion oder Gott erfragen, aus der Betrachtung ausschließt. Zwar ergibt sich dann eine etwas höhere mittlere Effektgröße von r+ = .06. Diese ist aber immer noch als sehr klein zu bewerten, weil sie ebenfalls unter dem Cohen’schen Daumenwert für „kleine“ Effekte liegt und lediglich das Minimum der Ergebnisse aus den US-amerikanischen Metaanalysen erreicht. Die vorliegende Metaanalyse belegt also, dass R/S und psychische Gesundheit im stark säkularisierten deutschen Sprachraum durchschnittlich kaum miteinander zusammenhängen.

Wie bereits in den Metaanalysen aus dem US-amerikanischen Forschungsraum zeigt sich allerdings auch in der hier durchgeführten Metaanalyse über Studien aus dem deutschsprachigen Bereich, dass der Range der Effektgrößen in den Primärstudien beachtlich ist. Dieser reicht von r = -.41 bis r = .40 und ist damit hinsichtlich der Breite mit den Befunden aus den US-amerikanischen Analysen vergleichbar. So lagen beispielsweise die in der Metaanalyse von Smith et al. (2003) berechneten Studienkorrelationen r zwischen -.24 und .54.

Um zu untersuchen, welche Merkmale möglicherweise zur Erklärung dieser heterogenen Befunde beitragen können, wurden im Rahmen der hier präsentierten Metaanalyse umfangreiche Moderatoranalysen durchgeführt. Hierzu wurden nach verschiedenen bei der Kodierung berücksichtigten Merkmalen Subgruppen gebildet und über diese erneut mittlere Effektgrößen berechnet. Zunächst wurden Studien- und soziodemografische Merkmale betrachtet. Dabei ergeben sich für die unterschiedlichen Ausprägungen der Variablen „Publikationszeitraum“, „Stichprobe in Krankheits- oder Krisensituation“, „Anteil der Frauen“, „Konfessionszugehörigkeit“, „Erfassung psychischer Gesundheit“ und „statistische Kontrolle von Drittvariablen“ nur geringe und damit kaum relevante Unterschiede (Δr+ zwischen .03 und .12).

Beim „Anteil der Frauen“ zeigt sich eine deutliche Übereinstimmung mit den Ergebnissen US-amerikanischer Metaanalysen, welche für den Faktor „Geschlecht“ ebenfalls keine Unterschiede bezüglich des Zusammenhangs zwischen R/S und psychischer Gesundheit feststellen konnten (Smith et al. 2003; Salsman et al. 2015). Zwar ist bekannt, dass Frauen – zumindest in der westlichen Welt – tendenziell religiöser (Klein 2012) und von vielen psychischen Erkrankungen – allen voran Angststörungen, Depressionen und Essstörungen – häufiger betroffen sind (World Health Organization 2009); einen Einfluss auf den Zusammenhang zwischen R/S und psychischer Gesundheit hat dies aber offenbar nicht. Für Stichproben mit Personen, die zum Zeitpunkt der Studie von einer Lebenskrise – etwa in Form einer gesundheitlichen Beeinträchtigung oder dem Verlust einer nahestehenden Person – betroffen waren, zeigt sich in der vorliegenden Metaanalyse ebenfalls kein erhöhter Zusammenhang zwischen R/S und psychischer Gesundheit. Im Gegenteil: Die mittlere Effektgröße ist bei Personen ohne Krise sogar etwas höher (r+ = .07) als bei Personen in einer Krankheits- oder Krisensituation (r+ = -.01). Die auch für den deutschsprachigen Forschungsraum vertretene These, dass sich R/S gerade in Krisenzeiten als Ressource erweist und dann stärker mit psychischer Gesundheit zusammenhängt (vgl. z. B. Murken 1998 a, 1998 b; Dörr 2001), wird also durch die vorliegenden Daten nicht gestützt. Korrespondierend dazu zeigt eine kürzlich von Heuft (2016) vorgelegte Studie am Beispiel von Patienten einer psychosomatisch-psychotherapeutischen Ambulanz, dass Personen „in Not“ keine stärkere R/S berichten als eine für die deutsche Bevölkerung repräsentative Vergleichsstichprobe. Diese Befunde aus Deutschland stehen im Kontrast zu den Resultaten der US-amerikanischen Metaanalyse von Smith et al. (2003), nach denen Personen mit belastenden Lebensereignissen einen deutlich stärkeren negativen Zusammenhang zwischen R/S und Depressivität aufweisen (r+ = -.15) als Personen, die durch solche Lebensereignisse kaum beeinflusst sind (r+ = ‑.08). Bei der „Erfassung psychischer Gesundheit“ ist der Unterschied zwischen Studien mit Positivindikatoren, Negativindikatoren oder beiden ebenfalls recht gering (Δr+ = .12); die Richtung des Unterschieds korrespondiert allerdings mit dem Befund aus der US-amerikanischen Metaanalyse von Hackney und Sanders (2003), dass bei Positivindikatoren stärkere positive Zusammenhänge zwischen R/S und psychischer Gesundheit festzustellen sind.

Bei den beiden Merkmalen „Forschungsraum“ und „durchschnittliches Alter“ ergeben sich in der vorliegenden Metaanalyse etwas höhere Differenzen von jeweils Δr+ = .20: Hinsichtlich des Merkmals „Forschungsraum“ liegen die Effektgrößen aus den drei Ländern Deutschland, Österreich und deutschsprachige Schweiz dennoch sehr eng zusammen (r+ zwischen -.00 und .05); eine größere Abweichung ergibt sich lediglich für den Fall, dass – im Rahmen von Onlinestudien – (potenziell) mehrere Forschungsräume betrachtet wurden, was nur in zwei Studien vorkam. Hinsichtlich des Merkmals „Alter“ korrelieren R/S und psychische Gesundheit in durchschnittlich jüngeren Stichproben (M < 30 Jahre) negativ (r+ = -.15), bei den anderen Alterssubgruppen hingegen nicht oder leicht positiv (r+ zwischen .00 und .05). Da die für die jüngste Alterskategorie ermittelte Effektgröße nur auf fünf Studien basiert, sind weitere Primärstudien erforderlich, um den Zusammenhang zwischen R/S und psychischer Gesundheit unter Berücksichtigung altersspezifischer Aspekte genauer zu untersuchen. Im Religionsmonitor 2008 erweisen sich jüngere Menschen aus Deutschland, Österreich und der Schweiz generell als weniger religiös (Ziebertz 2008; Bucher 2009), und sie geben zumindest im Vergleich zu über 60-Jährigen auch seltener an, dass ihre Religiosität Konsequenzen auf den Umgang mit kritischen Lebensereignissen hat (Ebertz 2008). Die Daten zeigen allerdings auch, dass nicht alle R/S-Aspekte bei älteren Personen stärker ausgeprägt sind (Ebertz 2009). Schließlich ist es denkbar, dass sich in der jüngeren Generation unserer säkularisierten Gesellschaft überdurchschnittlich viele Personen mit psychischen Belastungen religiös engagieren.

Im Rahmen der Moderatoranalysen wurden im nächsten Schritt auch die verschiedenen R/S-Maße bezüglich ihrer Effektgrößen miteinander verglichen. Auf drei hierarchischen Analyseebenen zeigt sich bei Δr+ zwischen .26 und .48 stets, dass „negativer Umgang mit Religion oder Gott“ (r+ = -.20) – im Einzelnen: „negatives religiöses Coping“ (r+ = -.23), „negative/s Gotteskonzept/-beziehung“ (r+ = -.18) und „extrinsische Religiosität“ (r+ = -.27) – deutlich negativ mit psychischer Gesundheit verbunden ist, während die anderen R/S-Operationalisierungen ganz überwiegend leicht positiv mit psychischer Gesundheit zusammenhängen. Dieses Ergebnismuster ist grundsätzlich nicht überraschend, weil bei einem negativen Umgang mit Religion oder Gott aus inhaltlicher Sicht tatsächlich Belastungen zu erwarten sind (vgl. im Überblick: Exline & Rose 2013; Bucher im Druck). Auch zeigen sich analoge Befunde in US-amerikanischen Metaanalysen: So fanden Smith et al. (2003) für extrinsische Religiosität (r+ = .16) und negatives religiöses Coping (r+ = .14) entgegen der allgemeinen Tendenz einen positiven Zusammenhang mit Depressivität. In der Metaanalyse von Ano und Vasconcelles (2005) korrelierte negatives religiöses Coping mit anderen Indikatoren emotionaler Belastung wie Depressivität, Angst und Ärger (r+ = .22), während positives religiöses Coping mit positiver Anpassung einherging. Hinzuweisen ist schließlich auf die frühe Auszählung von Batson et al. (1993: Tabelle 8.7), nach der 48 von 80 verfügbaren Studien (60 %) eindeutige negative Zusammenhänge zwischen extrinsischer Religiosität und psychischer Gesundheit ergaben (38.8 % unklare, 1.3 % eindeutige positive Zusammenhänge).

Im Vergleich zu den US-amerikanischen Befunden fällt allerdings auf, dass in der vorliegenden Metaanalyse über Studien aus dem deutschsprachigen Bereich bei den Maßen zum negativen Umgang mit Religion oder Gott die Beträge der mittleren Effektgrößen r+ recht hoch sind. Insofern wird der von einigen Autoren geäußerte Eindruck, dass sich im deutschsprachigen Bereich die stärksten Zusammenhänge zwischen R/S und psychischer Gesundheit vor allem bei negativen R/S-Maßen finden lassen (Klein & Albani 2011; Utsch 2012; Zwingmann & Klein 2013; Utsch 2014), mit der vorliegenden Metaanalyse objektiviert. Über die Gründe hierfür kann allerdings nur spekuliert werden. Klein und Albani (2011) verweisen auf die geringe Selbstverständlichkeit von Religiosität im deutschsprachigen Raum. Man müsse sich für seine Religiosität rechtfertigen, könne sich der Akzeptanz seiner Umgebung nicht sicher sein, sodass religiöses Coping eher noch zur Verunsicherung beitrage. Zwingmann et al. (im Druck) diskutieren die Möglichkeit, dass sich Religiosität vor allem bei solchen Personen negativ auswirkt, die der im Deutschland der 1950er-/1960er-Jahre vorzufindenden strengen, teilweise durchaus repressiven christlichen Erziehung ausgesetzt waren. Diesem etwaigen Kohorteneffekt müsste in nachfolgenden Primärstudien ebenfalls systematisch nachgegangen werden.

Wie dem auch sei – auf jeden Fall lässt sich für die psychologisch-medizinische Praxis im deutschsprachigen Bereich die Empfehlung aussprechen, im Rahmen präventiver, therapeutischer oder rehabilitativer Maßnahmen die jeweils individuell gelebte R/S zu erfragen und dabei besonders auch etwaige negative Aspekte in den Blick zu nehmen, um Belastungspotenziale identifizieren und ihnen entgegenwirken zu können. In der vorliegenden Metaanalyse haben lediglich 17 Studien (25.4 %) negative R/S-Aspekte (mit)erfasst. Für die religionsbezogene sozialwissenschaftliche Forschung im deutschsprachigen Bereich ergibt sich somit die Aufgabe, den Zusammenhang zwischen negativen R/S-Maßen und psychischer Gesundheit in methodisch möglichst hochwertigen Primärstudien genauer zu untersuchen. Dabei sollten die im angloamerikanischen Bereich vorgelegten Forschungen zu religious and spiritual struggles (Exline & Rose 2005, 2013; Exline 2013) rezipiert und ggf. um spezifische inhaltliche Akzentsetzungen aus dem deutschsprachigen Bereich ergänzt werden.

Einschränkend muss angemerkt werden, dass der hier vorgestellten Metanalyse querschnittliche korrelative Daten zugrunde liegen, kausale Schlüsse also unzulässig sind. Die Frage, ob bestimmte R/S-Formen die psychische Gesundheit fördern oder eher belasten, kann deshalb letztlich ebenso wenig beantwortet werden wie die Fragen, ob bestimmte Ausprägungen psychischer Gesundheit zu bestimmten R/S-Praktiken führen oder ob es Drittvariablen gibt, die sowohl R/S als auch die psychische Gesundheit beeinflussen. Darüber hinaus muss darauf hingewiesen werden, dass die bivariaten Effektgrößen der zugrundeliegenden Primärstudien etwaige kurvilineare Beziehungen zwischen R/S und psychischer Gesundheit nicht berücksichtigen können. Da es sich um Fragebogendaten handelt, ist schließlich auch die Möglichkeit primärstudienübergreifender Antworttendenzen z. B. im Sinne sozialer Erwünschtheit nicht auszuschließen.

Zusammenfassend kann konstatiert werden, dass die hier vorgestellte Metaanalyse erstmals eine umfassende Gesamtschau der empirischen Forschung im deutschsprachigen Bereich zum Zusammenhang zwischen R/S und psychischer Gesundheit ermöglicht und im Vergleich zu den Ergebnissen der US-amerikanischen Metaanalyen durchaus strukturelle Ähnlichkeiten, aber auch Besonderheiten erbringt.

Interessenkonflikt

Die Autoren geben an, dass kein Interessenkonflikt besteht.

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Footnotes

  • 1

    Gemeint ist der Gesamtwert der in verschiedenen Versionen vorliegenden Zentralitätsskala von Huber (2003; Huber 2004; Huber & Huber 2012). Zentralität konzeptualisiert die Bedeutung, welche die Religiosität im Leben eines Menschen hat. Als Ausdrucksformen der Zentralität gelten die auf Stark und Glock (1968) zurückgehenden fünf Dimensionen: religiöses Interesse, religiöse Ideologie, religiöse Erfahrung sowie private und öffentliche religiöse Praxis. 

  • 2

    Hier geht es um die säkularen Folgen des religiösen/spirituellen Engagements im alltäglichen Leben. Die Dimension der Konsequenzen wurde von Glock (1962) ursprünglich ebenfalls zur multidimensionalen Struktur der Religiosität gerechnet, später aber separiert, da es sich konzeptuell nicht um einen Teilbereich religiösen Engagements, sondern eben um Folgen dieses Engagements handele. 

  • 3

    Die Gegenüberstellung von intrinsischer und extrinsischer Religiosität geht auf Allport und Ross (1967) zurück. Eine intrinsische Religiosität ist eine verinnerlichte Gläubigkeit, die um ihrer selbst willen ausgeübt wird. Eine extrinsische Religiosität ist demgegenüber eine oberflächliche, zweckgebundene Gläubigkeit zur Erreichung persönlicher oder sozialer Ziele. 

  • 4

    Das Konzept der Quest-Religiosität stammt von Batson et al. (1993: 166ff.). Bei der Quest-Religiosität stehen selbstkritisches Hinterfragen und Zweifel an endgültigen Antworten auf existenzielle Fragen im Vordergrund. 

  • 5

    Die Unterscheidung zwischen positivem und negativem religiösen Coping wurde erstmals von Pargament et al. (1998) vorgenommen. Es handelt sich um zwei übergeordnete Muster, wie Religiosität bei der Belastungsbewältigung eingesetzt werden kann. Die Attribute „positiv“ bzw. „negativ“ bezeichneten ursprünglich die eher konstruktive bzw. destruktive Form des Einbezugs, werden aber von nachfolgenden Autoren auch auf das (vermutete oder empirisch belegte) Ergebnis der Belastungsbewältigung bezogen. 

  • 6

    Bei diesem Konzept wird R/S als Komponente der gesundheitsbezogenen Lebensqualität angesehen (s. hierzu Zwingmann et al. 2011). In der vorliegenden Metaanalyse wurden nur Maße berücksichtigt, die in ihren Inhalten einen expliziten religiösen oder transzendenten Bezug aufweisen. 

  • 7

    „Spiritualität“ wurde kodiert, wenn nicht-theistische Transzendenzbezüge tendenziell außerhalb institutionalisierter Religion erfragt wurden. 

  • 8

    Es handelt sich um folgende Methoden: funnel plot, Fail-safe N nach Rosenthal, Fail-safe N nach Orwin, Trim and Fill nach Duval und Tweedie, Rangkorrelationstests nach Begg und Mazumdar, Interzepttest nach Egger, kumulative Metaanalyse. 

  • 9

    Die „Erfassung psychischer Gesundheit“ lässt sich noch differenzierter untersuchen, indem nicht nur Positiv- und Negativindikatoren unterschieden, sondern alle erfassten Konstrukte miteinander verglichen werden. Es ergeben sich dann teilweise recht große Unterschiede, vgl. hierzu Hodapp (2017). 

  • 10

    Bei der sukzessiven Zusammenlegung der Subgruppen für die unterschiedlichen R/S-Maße mussten, bevor die Berechnung der neuen Subgruppeneffektgrößen vorgenommen werden konnte, einige Einzeleffektgrößen ggf. aggregiert werden, weil das Softwareprogramm CMA für jede Studie nur eine Effektgröße pro Kombination einer Subgruppe mit einem Maß psychischer Gesundheit zulässt. 

About the article

Christian Zwingmann

Prof., Dr. phil. Dr. rer. medic., Diplom-Psychologe. Seit 2010 Professor für Empirische Sozialforschung an der Evangelischen Hochschule Rheinland-Westfalen-Lippe in Bochum. Seine Arbeits- und Forschungsschwerpunkte umfassen empirische Ansätze der Religionspsychologie, insbesondere das Verhältnis von Religiosität/Spiritualität zu Gesundheit sowie Messung von Religiosität/Spiritualität, darüber hinaus Evaluation und Praxisforschung, Assessmentinstrumente und Outcome-Messung sowie Versorgungs- und Rehabilitationsforschung. Er ist Redaktionsmitglied von Spiritual Care.

Bastian Hodapp

Psychologe (M.Sc.) und Erziehungs-, Musikwissenschaftler, Musikpädagoge (M. A.). Seit 2014 wissenschaftlicher Mitarbeiter am Lehrstuhl für Erwachsenenbildung/Weiterbildung der Goethe-Universität Frankfurt am Main (Fachbereich Erziehungswissenschaften). Arbeits- und Forschungsschwerpunkte: Erwachsenenbildung/Weiterbildung; Lehr-/Lernforschung; qualitative und quantitative Forschungsmethoden; Führungsforschung (unter besonderer Berücksichtigung von Bildungseinrichtungen und pädagogischen Berufsgruppen); Emotionsforschung; Führung & Emotionen; personale, soziale und emotionale Kompetenzen; Musik-/Gesangspädagogik / kulturelle Bildung; anwendungsbezogene Psychologie (Arbeits- und Organisationspsychologie; Klinische Psychologie; Pädagogische Psychologie).


Published Online: 2017-09-05

Published in Print: 2017-12-27


Citation Information: Spiritual Care, Volume 7, Issue 1, Pages 69–80, ISSN (Online) 2365-8185, ISSN (Print) 2193-3804, DOI: https://doi.org/10.1515/spircare-2017-0019.

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