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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

Online
ISSN
2365-8185
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Validierung einer deutschsprachigen Spiritual Care-Kompetenz-Skala

Validation of a spiritual care competence scale in German language

Eckhard Frick / Mayla Theiss / Daniela Rodrigues Recchia / Arndt Büssing
Published Online: 2019-02-13 | DOI: https://doi.org/10.1515/spircare-2018-0066

Zusammenfassung

Hintergrund: In diesem Beitrag wird erstmals im deutschen Sprachraum ein Fragebogen zur Erfassung von Spiritual Care-Kompetenzen (SCCQ) validiert. Fragestellung: Welche Reliabilität und welche faktorielle Struktur hat der SCCQ? Methode: Querschnittserhebung (N=717, 74 % Frauen, 65 % katholisch). Statistische Methoden: Interne Konsistenz (Cronbachs α), explorative Faktorenanalyse (EFA), Strukturgleichungsmodellierung (SEM). Ergebnisse: Die EFA erbringt eine 7-faktorielle Struktur des SCCQ mit 26 Items: (1) Wahrnehmungs-Kompetenz; 2) Team-Spirit; 3) Dokumentations-Kompetenz; 4) Selbsterfahrung und proaktive Öffnung; 5) Wissen über andere Religionen; 6) Gesprächsführungs-Kompetenz; 7) proaktive Empowerment-Kompetenz. Cronbachs α der Skalen reicht von .73 bis .86. Die SEM bestätigt das Modell (cfi = 0.96, tli = 0.95, rmsea = 0.04, srmr = 0.05). Die „Gesprächsführungs-Kompetenz“ wird als am stärksten ausgeprägt eingeschätzt, die „Dokumentations-Kompetenz“ am geringsten. Keine wesentlichen Geschlechts-assoziierten, jedoch Alters-assoziierte Unterschiede. Schlussfolgerung: Der SCCQ eignet sich zur Erfassung von strukturellen und individuellen Förderungsbedarfen und zur Evaluierung von Trainingsmaßnahmen.

Abstract

Background: The present study validates a scale assessing spiritual care-competences in German language (SCCQ). Questions: What is the reliability and factorial structure of the SCCQ? Methods: Cross sectional inquiry (N=717, 74 % female, 65 % Catholics). Statistics: Internal consistency (Cronbach‘s α), explorative factor analysis (EFA), structural equation modelling (SEM), analyses of variance (ANOVA). Results: EFA suggests a seven-factor structure for SCCQ comprising 26 Items: (1) perceptual competence; (2) team-spirit; (3) documentation competence; (4) self-awareness and proactive opening; (5) knowledge about other religions; (6) competence in conversation technique; (7) proactive empowerment-competence. Cronbach‘s α of scales reaches from .73 to .86. Die SEM conforms the model (cfi = 0.96, tli = 0.95, rmsea = 0.04, srmr = 0.05). Competence in conversation techiques scored highest and documentation competence lowest. There were no relevant gender-associated but age-associated differences. Conclusion: SCCQ may be applied to assess support needs as well as to evaluate training interventions.

Schlüsselwörter: Spiritual Care; Kompetenz; Fragebogen; Validierung; Gesundheitsberufe

Keywords: spiritual care; competence; questionnaire; validation; health professions

Hintergrund

Spiritual Care hat sich im deutschen Sprachraum als Bezeichnung für die gemeinsame Sorge aller Gesundheitsberufe um existenzielle, religiöse und spirituelle Ressourcen, Bedürfnisse und Probleme kranker Menschen eingebürgert, zunächst innerhalb von Palliative Care (Frick & Roser 2011), inzwischen aber auch in anderen medizinischen Fachgebieten wie Allgemeinmedizin (Thanner et al. 2015), Psychiatrie (Utsch et al. 2017) und Neonatologie (Thiel 2016). Spiritual Care kann nicht nur die Lebensqualität und Krankheitsverarbeitung der Patienten fördern, sondern möglicherweise auch die Resilienz der Personen in den Gesundheitsberufen stärken (Frick & Schießl 2015). Die Metaanalyse von Best et al. (2015b) zeigt, dass viele Patienten eine proaktive, wohlwollende Haltung von Ärzten zur Spiritualität wünschen, nicht als Konkurrenz zur klassischen Klinikseelsorge, sondern als Teil einer vertrauensvollen Arzt-Patienten-Beziehung, die auch die existenziellen und spirituellen Nöte der Patienten ernstnimmt.

Die existenziellen und spirituellen Bedürfnisse der Patienten werden in der medizinischen Versorgung zumeist als „zu privat“ ausgeblendet (Voltmer et al. 2014), oft auch mit dem Argument der ärztlichen Neutralität (Lee & Baumann 2013). So ist es nicht verwunderlich, dass sich in einer Untersuchung bei US-amerikanischen Tumorpatienten 72 % der Befragten in ihren spirituellen Bedürfnissen durch das medizinische System nicht bzw. nur minimal unterstützt fühlten. 47 % fühlten sich jedoch auch nicht bzw. / minimal durch eine Religionsgemeinschaft unterstützt (Balboni et al. 2007), denen man doch eine Zuständigkeit beimessen würde. Untersuchungen bei deutschen Tumorpatienten ergaben, dass sich die Mehrheit wünscht, dass sich ihr Arzt für ihre spirituelle Orientierung interessiert (Frick et al. 2006). Eine Untersuchung mit (ambulanten) deutschen Schmerzpatienten ergab, dass es für 37 % wichtig war, mit ihrem Arzt über ihre spirituellen Bedürfnisse zu sprechen (Büssing et al. 2009). Ärzte und Pflegende sind für diese Thematik aber nicht spezifisch geschult und sie sehen hier oft auch keine „Zuständigkeit“. Zur ganzheitlichen Betreuung Schwerstkranker hat die WHO hier jedoch einen „Auftrag“ erteilt, indem sie ausdrücklich definiert, dass zur „Vorbeugung und Linderung von Leiden“ die „untadelige Einschätzung und Behandlung von Schmerzen sowie anderen belastenden Beschwerden körperlicher, psychosozialer und spiritueller Art“ gehört (World Health Organization 2018, online). Fast zwei Drittel der von Giezendanner et al. (2017) befragten Allgemeinärzte halten Spiritual Care für einen wichtigen Teilaspekt der genannten WHO-Definition, aber nur ein Drittel hält sich in diesem Feld für ausreichend kompetent. Hier liegt der Arbeits- und Fortbildungsbereich von Spiritual Care, der sich als Querschnittsaufgabe aller therapeutischen Professionen versteht.

Mehrere Studien untersuchen, welche Faktoren die Implementierung von Spiritual Care in Klinik und Praxis fördern bzw. erschweren (Balboni et al. 2013; Best et al. 2015 a; Kichenadasse et al. 2016; Koenig et al. 2017). Im Unterschied zu einer häufig geäußerten Vermutung erschwert nicht in erster Linie die Zeit- und Geldknappheit die Implementierung von Spiritual Care, sondern die von den Gesundheitsberufen wahrgenommene „Inkompetenz“ in diesem Bereich. So zeigt die Studie von Balboni et al. (2013), dass Ärzte und Pflegende die Qualität von Spiritual Care in der Onkologie erheblich besser einschätzen als die betroffenen Patienten selber. Als stärkster Prädiktor für die faktische Implementierung von Spiritual Care erwies sich die entsprechende Kompetenzsteigerung durch geeignete Fortbildung. Immer wieder wird hinsichtlich der Implementierung von Spiritual Care die Diskrepanz zwischen dem „Wollen“ und dem „Können“ thematisiert (Kristeller et al. 1999).

Die zahlreichen, v. a. englischsprachigen Untersuchungen zur Fort- und Weiterbildung in Spiritual Care zeigen, dass Medizin, Pflege und andere Gesundheitsberufe jeweils über professionsspezifische Kompetenzen verfügen, die durch geeignete Trainingsmaßnahmen gezielt gefördert werden können (Paal et al. 2015). Inzwischen existieren auch erprobte Spiritual Care-Curricula für Medizinstudium und Pflegeausbildung (Mitchell et al. 2016).

In den letzten Jahren wurden mehrere, zumeist englischsprachige Instrumente zur Messung der Spiritual Care-Kompetenz von in Gesundheitsberufen Tätigen entwickelt und eingesetzt (McSherry et al. 2002; Gordon & Mitchell 2004; van Leeuwen et al. 2009; Burkhart et al. 2011; Iranmanesh et al. 2012; Tiew & Creedy 2012; Azarsa et al. 2015; Timmins et al. 2015; Adib-Hajbaghery & Zehtabchi 2016; Mthembu et al. 2016; Groot et al. 2017; van de Geer et al. 2018). Diese Skalen dienen der differenziellen Messung verschiedener Kompetenzdimensionen ebenso wie der Evaluation geeigneter Schulungsmaßnahmen. Diese Instrumente haben unterschiedliche Ausrichtungen und Schwerpunkte sowie methodologische Qualitäten und Zielgruppen (zumeist Pflegende und/oder Pflegeschüler) mit zumeist angemessenen Stichprobengrößen. Einige Skalen sind stark durch den weltanschaulich-religiösen – z. B. christlichen (Park 2015) oder muslimischen (Iranmanesh et al. 2012; Azarsa et al. 2015; Adib-Hajbaghery & Zehtabchi 2016) – Hintergrund der Forscher geprägt und insofern nur bedingt für säkularisierte gesellschaftliche und professionelle Kontexte geeignet. Manche der vorgeschlagenen Skalen haben zwar gute psychometrische Eigenschaften, messen jedoch nicht die (auf die therapeutische Anwendung bezogene) Care-Kompetenz, sondern eher die transkulturelle und transreligiöse Sensibilität, etwa in der Sozialen Arbeit (Hodge 2007) oder in Beratung und Psychotherapie (Robertson 2010).

Die Spirituality and Spiritual Care Rating Scale (SSCRS) von McSherry et al. (2002) differenziert mit 17 Items sowohl Spiritualität und Religiosität auf der einen Seite und Spiritual Care und personalisierte Pflege auf der anderen. Das komplexe Themenfeld Spiritual Care ist damit zu wenig differenziert und nur ein Teilaspekt; die interne Konsistenz der Skala ist mit Cronbachs α = 0,64 zudem eher mäßig. Das Spiritual Care Inventory (SCI) von Burkhart et al. (2011) differenziert mit 17 Items Spiritual Care-Interventionen, aber auch Sinnfindung und religiöse Rituale mit guter bis sehr guter interner Konsistenz (Cronbachs α von 0,87 bis 0,94). Die Spiritual Care Competence Scale (SCCS) von van Leuwen et al. (2008) ist hier wesentlich ausgewogener und differenziert mit 27 Items sechs Sub-Konstrukte: 1) Implementierung von Spiritual Care, 2) Professionalisierung und Verbesserung der Qualität von Spiritual Care, 3) Personale Unterstützung und Patientenberatung, 4) Zuweisung zu professionellen Unterstützern, 5) Haltung gegenüber der Spiritualität des Patienten und 6) Kommunikation. Die interne Konsistenz dieser sechs Sub-Skalen ist zumeist gut (Cronbachs α von 0,71 bis 0,82) und nur für den Faktor 5 ungenügend (Cronbachs α = 0,56). Jedoch ist die zur Validierung der SCCS befragte Stichprobe mit N=197 angehenden Pflegefachkräften eher klein. Auch die Spiritual Care Giving Scale (SCGS) von Tiew et al. (2011) ist mit 35 Items und sechs Sub-Dimensionen differenziert; sie erfasst 1) Haltungen in Bezug zu Spiritual Care, 2) Spirituelle Perspektiven, 3) Definition Spiritual Care, 4) Spiritual Care Haltungen und 5) Spiritual Care Werte. Die Gesamtskala hat mit Cronbachs α = 0,96 eine sehr gute interne Konsistenz. Die SCGS konzentriert sich allerdings hauptsächlich auf verschiedene Auffassungen und Aspekte der Spiritualität bzw. von Spiritual Care und weniger auf die praktische Umsetzung bzw. die Einschätzung der eigenen Kompetenz. So behandeln drei der fünf Faktoren die Themen „spiritual perspectives“, „spiritual care attitudes“ und „spiritual care values“. Die SCGS spricht Unterschiede zwischen Spiritualitätsbegriffen unterschiedlicher Religionen nicht an, ebenso wenig wie praktische Fertigkeiten, Dokumentationskompetenz und Austausch im Team.

Garssen et al. (2017) diskutieren im Hinblick auf die Konstruktvalidität acht Instrumente, welche die Haltung zu Spiritual Care und die Anwendungs-Häufigkeit bei Pflegenden abbildet. Die Nurse Spiritual Care Therapeutics Scale (NSTS, Mamier & Taylor 2015) zeigt die beste Konstruktvalidität. Obwohl der NSTS in dieser Untersuchung am besten abgeschnitten hat, so hat auch dieser Fragebogen eine eher theoretische Herangehensweise an das Thema. Zwar wird die Häufigkeit erfasst, in denen Pflegende Spiritual Care sicherstellen, jedoch wird die individuelle Kompetenz in diesem Bereich nicht abgebildet.

Im deutschen Sprachraum fehlt bislang eine diesbezügliche empirische Forschung, die zur Erhebung der tatsächlichen Kompetenz, des Förderungsbedarfs und der Evaluation geeigneter Trainingsmaßnahmen dringend erforderlich ist. In diesem Beitrag wird erstmals im deutschen Sprachraum ein neu entwickelter Fragebogen zur Erfassung selbsteingeschätzter Spiritual Care-Kompetenzen erprobt und validiert. Hierzu sollten spezifische, als wichtig erachtete Kompetenzbereiche abgebildet werden, die auch in säkularen Gesellschaften anwendbar sind. Die Themenbereiche der oben genannten Skalen wurden von der Arbeitsgruppe sowie einer konsultierten Expertengruppe (Ärzte, Psychologen, Seelsorger, Pflegekräfte) im Licht der oben genannten Literaturbefunde kritisch diskutiert und die entsprechend formulierten Items hinsichtlich ihrer Praxisrelevanz für Pflegende, Ärzte und Ärztinnen sowie andere Gesundheitsberufe einschließlich der Klinikseelsorge geprüft. Spiritual Care wird hier als interprofessionelle Aufgabe aufgefasst, die alle in die Patientenbegleitung involvierten Berufsgruppen betrifft.

Nach Sichtung der einschlägigen Validierungs-Studien zu englischsprachigen und weitgehend auf die Berufsgruppe der Pflegenden zugeschnittenen Spiritual Care-Kompentenz-Skalen haben wir uns zur Entwicklung eines eigenen Messinstrumentes entschlossen, das die kontinental-europäische und speziell die deutschsprachige linguistische und kulturelle Situation adressiert. Eine diesbezügliche Kompetenz ist integraler Bestandteil einer interkulturellen Kompetenz. Deren Berücksichtigung sowie entsprechende Fort- und Weiterbildungsanstrengungen hängen einerseits in hohem Maße von der persönlichen Orientierung der jeweils behandelnden Person ab; andererseits darf dieser persönliche Faktor nicht zur Vernachlässigung von Bedürfnissen und Interessen der Patienten führen. Folglich muss, wer in einem therapeutischen Beruf arbeitet, die eigenen religiösen und spirituellen Einstellungen kennen und reflektieren sowie empathisch und kultursensibel mit möglicherweise für ihn fremden Einstellungen der behandelten Person umgehen (Freire & Moleiro 2018).

Die vorliegende Studie dient der Beantwortung der folgenden Forschungsfragen: 1) Lässt sich die (selbsteingeschätzte) spirituelle Kompetenz der Gesundheitsberufe im klinischen Kontext mit Hilfe des neu entwickelten Spiritual Care Competence Fragebogens (SCCQ) abbildbar und messbar machen? 2) Welche faktorielle Struktur und Reliabilität hat der SCCQ?

Um zu klären, ob diese Spiritual Care-Kompentenzen abhängig sind von der Wochenarbeitszeit (wobei Überlastung zwar zu weniger Freiräumen für Spiritual Care führen könnte, aber kein Zusammenhang mit den grundsätzlichen Kompetenzen zu finden sein sollte), von der Berufszufriedenheit (wobei hier keine prinzipiellen Zusammenhänge bestehen sollten) oder von der Selbstwirksamkeitserwartung (im Sinne einer Kompetenz- und Problemlösungsfähigkeit, die somit partiell positive Assoziationen zeigen könnte) als hiervon unabhängige Dimensionen im Sinne der Diskriminanzvalidität, aber auch von der eigenen Spiritualität (die einen positiven Zusammenhang für bestimmte Kompetenzen haben könnte) im Sinne der Konvergenzvalidität, wurden diese externen Variablen mit den Dimensionen der Spiritual Care-Kompentenzen in Beziehung gesetzt.

Methode

Entwicklung des Spiritual Care Competence Questionnaire (SCCQ)

Bei der Entwicklung des Fragebogens wurden zunächst die in der Literatur als relevant erachteten Spiritual Care-Kompentenzen gesichtet und in Bezug auf ihre Bedeutung in einer säkularen Gesellschaft diskutiert. Folgende zehn Themenbereiche sollten im Fragebogen mit unterschiedlicher Gewichtung Berücksichtigung finden: (1) Wahrnehmung und Erfassung spiritueller Bedürfnisse von Patienten, (2) Implementierung der Spiritualität in Teamprozessen, (3) eigene Reaktionen auf das Thema und Interventionsmöglichkeiten, (4) Auswirkung der Wahrnehmungen auf das eigene Tun, (5) Entwicklung der eigenen Spiritualität, (6) Proaktive Kompetenz, (7) Schaffen von Zeiten / Räumen, (8) Wissen über andere Religionen („Fremdheitskompetenz“) , (9) Entlass- und Überleitungsmanagement, (10) Umsetzungs-Hindernisse.

Zu diesen Themenbereichen wurden passende Items formuliert (unter Prüfung bereits in anderen Instrumenten formulierter Aussagen) und mit den Erfahrungen der entwickelnden Autoren (EF, AB) angeglichen. Der so generierte Item-Pool wurde zur kritischen Kommentierung an 9 Experten aus dem Bereich Pflege, Medizin, Psychotherapie und Seelsorge verschickt. Die Rückmeldungen wurden im Team diskutiert und Items entsprechend angepasst, eliminiert oder neu formuliert. Schließlich wurden 56 Items konsentiert und für den Validierungsprozess berücksichtigt. Von diesen waren nicht alle zur Beschreibung einer Spiritual Care-Kompentenz gedacht, sondern sie umfassten auch Haltungen in Bezug auf die zugeschriebene Bedeutung der Spiritualität im Umgang mit den zu versorgenden Personen oder Einstellungen und Überzeugungen, die zur Interpretation der Befunde hilfreich sind. Für die Zustimmung bzw. Ablehnung der entsprechenden Aussagen wurde eine 4-stufige Skalierung gewählt (0 – stimmt nicht; 1 – stimmt kaum; 2 – stimmt eher; 3 – stimmt genau).

Zusätzlich wurden zwei Items formuliert, die erheben, ob die Personen der entsprechenden Berufsgruppen (Ärzte, Pflegende, andere therapeutische Berufe, Seelsorge) für sich in Anspruch nehmen, eine besondere Spiritual Care-Kompentenz zu haben (“Ich finde, dass meine Berufsgruppe eine besondere spirituelle Kompetenz besitzt“) bzw. hierfür nicht zuständig zu sein („Ich finde, dass meine Berufsgruppe nicht für Spiritual Care zuständig ist“). Auch hier wurde die oben genannte 4-stufige Skalierung angewendet. Zu jeder dieser Aussagen stand ein Freitextfeld zur Verfügung, in dem die Aussage begründet werden konnte. In der vorliegenden Ausarbeitung wurden diese jedoch nicht berücksichtigt.

Datenerhebung

Für die erste Validierung des SCCQ wurde bewusst schwerpunktmäßig in Einrichtungen mit konfessioneller Trägerschaft rekrutiert, da hier Offenheit für die Fragestellung und eine gewisse Kompetenz für das Themengebiet Spiritual Care vermutet werden konnte.

Angefragt wurden verschiedene Träger medizinischer Einrichtungen, zunächst die Einrichtungen der Barmherzigen Brüder (Krankenhäuser in Regensburg, München, Straubing, Linz), die den entsprechenden Fragebogen als Email an ihre jeweils assoziierten Krankenhäuser im Sinne eines „Schneeball-Samplings“ weiterleiteten, ebenso ein Hospiz (Johannes Hospiz) sowie eine Behinderteneinrichtung der Barmherzigen Brüder und andere. Eine direkte Rücklaufquote über die elektronisch versendeten Fragebögen konnte hier nicht berechnet werden. Drei Krankenhäuser (Osnabrück, Bielefeld und das Jüdische Krankenhaus Berlin) wurden direkt angesprochen und erhielten eine definierte Anzahl gedruckter Fragebögen. Die oben genannten Einrichtungen der Barmherzigen Brüder erhielten zusätzlich 800 ausgedruckte Fragebögen, sodass mit dieser Zahl und den Rückläufen aus den drei genannten Krankenhäusern eine Rücklaufquote von 41 % geschätzt werden konnte.

Weitere erhobene Variablen

Neben den soziodemographischen Daten (Alter, Geschlecht, Familienstand, Religionszugehörigkeit) wurden Profession und der medizinische Fachbereich (Arbeitsbereich) erfasst, außerdem die Dauer der Berufstätigkeit und die Wochenarbeitszeit (in Stunden). Die berufliche Zufriedenheit wurde 5-stufig skaliert erfasst (5 – sehr zufrieden; 4 – zufrieden; 3 – es geht; 2 – unzufrieden; 1 – sehr unzufrieden).

Da bestimmte Sub-Dimensionen der Spiritual Care-Kompentenz vermutlich einen Zusammenhang mit der eigenen Spiritualität zeigen, wurden verschiedene Indikatoren der Spiritualität erhoben: Zunächst die Selbsteinschätzung als „aktiv gläubiger Mensch“ (4-stufig skaliert: 4 – ja, unbedingt; 3 – ja, etwas; 2 – eher nein; 1 – nein, gar nicht) im Sinne einer Haltung sowie die Ausübungshäufigkeit des Gebets bzw. der Meditation (4-stufig skaliert: 4 – regelmäßig; 3 – hin und wieder; 2 – eher selten; 1 – gar nicht) im Sinn des (ritualisierten) Verhaltens. Die Religionszugehörigkeit wurde als zusätzliche Variable einbezogen (Denomination).

Da vermutet werden könnte, dass es korrelative (nicht jedoch konzeptionelle) Zusammenhänge zwischen Kompetenz-Einschätzung und der Selbstwirksamkeitserwartung der Probanden geben könnte, wurde diese mit Hilfe der 10-Item Skala zur Allgemeinen Selbstwirksamkeitserwartung (SWE) von Jerusalem & Schwarzer (1999) erhoben. Das zugrundeliegende Konzept geht davon aus, dass die Person entsprechende Fähigkeiten und Kompetenzen für selbstständige Handlungen und Strategien im Umgang mit auftretenden Problemen und Anforderungen (im Sinne der Kontrollüberzeugung) zur Verfügung hat. Die SWE-Skala erfasst mit Hilfe einer 4-stufigen Likert-Skala (von 1 „stimmt nicht“ bis 4 „stimmt genau“), inwieweit die entsprechenden Aussagen auf die Teilnehmenden zutreffen. Zur Auswertung der SWE-Skala wurde jeweils ein Summenscore gebildet, wobei die maximale Punktzahl 40 betrug und die minimale 10. Je höher der Summenscore war, desto höher die Selbstwirksamkeitserwartung. Cronbachs α der SWE-Skala im untersuchten Sample betrug 0.85, was für eine gute interne Konsistenz spricht.

Statistische Analysen

Die statistische Datenauswertung wurde mit dem Programm SPSS in der Version 23.0 durchgeführt. Eine Splittung der Daten (~50:50) wurde durchgeführt, um sowohl die explorative als auch die konfirmatorische Analyse mit einem unabhängigen Datensatz zu ermöglichen.

Es wurde dazu zunächst eine explorative Faktorenanalyse (Hauptkomponentenanalyse; Oblimin-Rotation) der Items und Reliabilitätsanalysen (Cronbachs alpha; Omega Koeffizient) durchgeführt. Für die konfirmatorische Modellierung der explorativ ermittelten Faktorenlösung wurde ein Strukturgleichungsmodell (SEM) mittels des Lavaan Packages (Version 0.5-23.1097) der Software R (Version 3.4.0) erstellt, mit keiner Annahme an unkorrelierten Faktoren (oblique Methode) und Maximum Likelihood (ML) Schätzer. Als Referenzwerte (Hu & Bentler 1999; Fan & Sivo 2005) für entsprechend gute „Model Fitness“-Parameter gelten, dass CFI (McDonald & Marsh 1990) und TLI (Tucker & Lewis 1973) > 0.95, RMSEA (Steiger & Lind 1980) < 0.05 und SRMR (Chen 2007) < 0.06 sein sollten.

Zur Klassifizierung der Aussagekraft der zu untersuchenden Korrelationen zwischen den Spiritual Care-Kompentenzen und den externen Variablen wurde der Pearsons Korrelationskoeffizient r > .5 als starke Korrelation angesehen, r zwischen .3 und .5 als moderate Korrelation, r zwischen .2 und .3 als schwache Korrelation und r < .2 als keine oder vernachlässigbare Korrelation.

Ergebnisse

Probanden

Es liegen Daten von 717 Probanden unterschiedlicher Professionen, Konfessionen und Einrichtungen vor (Tabelle 1). Im Sample dominieren Personen mit katholischer Konfession (65 %) sowie Frauen (74 %). 51 % der Teilnehmerinnen und Teilnehmer kommen aus Krankenhäusern in Trägerschaft der Barmherzigen Brüder, 17 % aus einer Behinderteneinrichtung in Trägerschaft der Barmherzigen Brüder, 6 % aus dem Jüdischen Krankenhaus Berlin und 26 % aus Krankenhäusern anderer Trägerschaft. 61 % der rekrutierten Personen bezeichnen sich als (mehr oder weniger) aktiv gläubig, 39 % als wenig gläubig. Alle weiteren soziodemographischen und berufsbezogenen Daten sind in Tabelle 1 zu finden.

Gesamt-
Sample
EFA
Sample
CFA
Sample
N717360357
Geschlecht (%)
Frauen74.073.774.3
Männer26.026.325.7
Alter, Jahre (MW, SD)43.2 ± 13.042.9 ± 12.843.5 ±13.3
Altersgruppen (%)
<31 Jahre23.723.823.7
31–40 Jahre19.119.219.0
41–50 Jahre21.922.121.6
>50 Jahre35.335.035.7
Familienstatus (%)
Mit Partner: verheiratet50.852.349.3
Mit Partner: unverheiratet17.516.118.8
Alleine: Single22.023.021.4
Alleine: geschieden7.77.58.0
Alleine: verwitwet1.40.62.3
Berufsgruppen (%)
Pflegende46.644.748.4
Ärzte / Ärztinnen19.317.920.7
Seelsorgerinnen / Seelsorger7.99.16.7
Andere Professionen26.228.224.2
Fachbereiche (%)
Innere Medizin18.713.922.3
Chirurgie / Orthopädie16.016.215.2
Geriatrie / Palliativmedizin / Onkologie15.316.211.9
Gynäkologie / Geburtshilfe / Pädiatrie6.15.76.8
Psychiatrie / Psychotherapie / Neurologie15.015.59.3
Behindertenhilfe15.214.914.5
Andere13.717.219.0
Fehlende Angabe (bzw. Seelsorge)17.315.813.2
Wochenarbeitszeit, Stunden (MW, SD)35.8 ± 10.635.4 ± 10.135.7 ± 11.6
Arbeitszufriedenheit, 1–5 (MW, SD)3.7 ± 1.13.7 ± 1.23.7 ± 1.0
Religionszu-gehörigkeit (%)
Katholisch64.961.068.9
Protestantisch20.624.416.7
Andere5.67.14.2
ohne 8.77.69.9
Religiosität (%)
Aktiv gläubig60.773.466.9
Nicht gläubig39.326.633.1
Häufigkeit Gebet/Meditation, 1–4 (MW, SD)2.5 ± 1.12.6 ± 1.22.5 ± 1.1
Selbstwirksamkeits-erwartung, 10–40 (MW, SD)29.1 ± 4.429.1 ± 4.129.1 ± 4.6
Tabelle 1

Beschreibung der Teilnehmer (N=717)

Reliabilität und faktorielle Struktur des SCCQ

Das Instrument wurde nach rationalen Gesichtspunkten entsprechend einer Experteneinschätzung mit primär 56 Items entwickelt. Unter diesen fanden sich auch 15 Statements, die eine interpretierende Bedeutung in Bezug auf die Kompetenzen haben können bzw. auf die zugeschriebene Bedeutung der Spiritualität im Umgang mit den zu versorgenden Personen haben. Diese Items waren als „beschreibende“ Items in Bezug auf bestimmte Einstellungen und Haltungen gedacht, die jedoch nicht notwendigerweise auf eine Spiritual Care-Kompentenz hindeuten (z. B. s11 Besondere spirituelle Erfahrungen, von denen Patienten sprechen wollen, hängen mit psychischen Störungen zusammen; s31 Meine eigene Spiritualität/Religiosität hat keinerlei Bedeutung für meinen Beruf; s53 Ich kann damit umgehen, dass ich im spirituellen Bereich nicht alle Probleme lösen kann; s56 Eigene Schwächen und Verletzungen sind ein Hindernis für die spirituelle Kompetenz) bzw. die auf eine Themen-vermeidende Haltung hinweisen, was somit nicht als Kompetenz zu werten ist (z. B. s10 Ich wechsle das Thema, wenn der Patient auf religiöse Themen zu sprechen kommt; s16 Es ist mir unangenehm, über spirituelle Themen zu reden), und daher nicht bei der faktorenanalytischen Untersuchung berücksichtigt wurden. Umsetzungshindernis-assoziierte Items wurden ebenfalls nicht als Kompetenz-Items gewertet und bei der Faktorenanalyse in Bezug auf Spiritual Care-Kompentenzen nicht berücksichtigt (z. B. s34 Ich hätte gerne mehr Zeit, um mit meinen Patienten über deren spirituelle Bedürfnisse zu sprechen; s46 Ich habe keine Zeit für religiöse / spirituelle Themen; s47 Es ist kein geeigneter Raum vorhanden, um geschützt über spirituelle / religiöse Themen zu sprechen; s45 Ich empfinde mich für religiöse / spirituelle Themen als nicht zuständig).

Für die exploratorische (EFA) bzw. konfirmatorische Faktorenanalyse (CFA) der Items mit Bezug zu Spiritual Care-Kompentenzen wurde der vorhandene Datensatz geteilt (random split ~50:50) und entsprechend verwendet. Wie Tabelle 1 zeigt, sind beide Samples in der Verteilung der relevanten soziodemographischen Variablen ähnlich. Auch um den Item-Pool reduzieren zu können, wurden im Rahmen der explorativen Faktorenanalyse (Hauptkomponentenanalyse mit Oblimin-Rotation und Kaiser-Normalisierung) zunächst zehn Items eliminiert, die mit schwacher Ladung (<0,5) auf mehreren Faktoren gleichzeitig luden (s9 Ich kann gut darauf eingehen, wenn Patienten spirituelle Themen zur Sprache bringen möchten; s21 Ich kann bei einem Patienten (gefühlsmäßig und körperlich) bleiben, auch wenn ich keine bestimmte therapeutische Handlung ausübe; s22 Ich bete mit meinen Patienten (vorausgesetzt, sie möchten es); s27 Ich unterstütze meine Patienten dabei, sich ihrer (möglichen) spirituellen Ressourcen bewusst zu werden; s33 Ich nehme mir Zeit, um spirituelle Themen mit meinen Patienten anzusprechen, s37 Wir verfügen über die notwendigen Utensilien („Spiritual Tool Box“), um Patienten die Hilfsmittel für spirituelle oder religiöse Rituale zur Verfügung stellen zu können; s36 Ich finde immer wieder Möglichkeiten, die spirituellen Bedürfnisse von Patienten anzusprechen; s40 Ich bin offen gegenüber religiösen / spirituellen Überzeugungen und Gebräuchen, die mir fremd sind; s41 Ich kenne geeignete Kontaktpersonen (z. B. christliche, muslimische, jüdische Seelsorger), an die ich bestimmte Patientengruppen bei Bedarf vermitteln kann; s54 Ich bin in der Lage, zwischen der Diskretion einerseits und der Information des Behandlungsteams andererseits abzuwägen). Zwei Items, die mit zu schwacher Ladung (<0,5) einen 2-Item-Faktor bilden würden, wurden ebenfalls aus dem Item-Pool entfernt (s23 Wenn ich auf meinen Tag zurückschaue, denke ich regelmäßig an meine Patienten; s29 Ich bin mit meinen Gedanken und Gefühlen bei den Menschen, die ich begleite). Drei weitere Items luden schwach (<0,5) auf umschriebene Faktoren mit ausreichender Item-Anzahl und wurden daher ebenfalls eliminiert (s32 Ich habe die Möglichkeit, mir für meine persönliche Spiritualität bzw. meine Glaubenspraxis Auszeit im Alltag zu nehmen; s50 Ich nehme mir Zeit, spirituelle Erfahrungen mit Patienten zu reflektieren, um aus ihnen zu lernen; s52 Ich überlege mit dem Patienten, wer die spirituelle Weiter-Begleitung für sie übernehmen könnte, auch im ambulanten Bereich). Hier wurden empirische Erwägungen den theoretischen Gründen der Vorzug gegeben, insbesondere da der entsprechende Faktor schon gut gefüllt war.

Mit den verbleibenden 26 Items ließen sich schließlich 7 Faktoren mit Eigenwerten >1.0 differenzieren (Tabelle 2): (1) Wahrnehmungs-Kompetenz (5 Items; Cronbachs α = .82); 2) Team-Spirit (5 Items; Cronbachs α = .81); 3) Dokumentations-Kompetenz (3 Items; Cronbachs α = .84); 4) Selbsterfahrung und proaktive Öffnung (5 Items; Cronbachs α = .83); 5) Wissen über andere Religionen (2 Items; Cronbachs α = .73); 6) Gesprächsführungs-Kompetenz (2 Items; Cronbachs α = .86); 7) proaktive Empowerment-Kompetenz (4 Items; Cronbachs α = .79). Durch diese 7 Faktoren lassen sich 67 % der Varianz aufklären. Die interne Konsistenz des Gesamt-Konstruktes ist sehr gut (α = .92). Die entsprechende Komponenten-Korrelationsmatrix ist in Tabelle 3 dargestellt.

Der Schwierigkeitsindex (SI = 1,50 [Mittelwert der Item-Scores] / 3) der entsprechenden Items liegt mit einem Mittelwert von 0.50 in einem als akzeptabel angesehenen Bereich zwischen 0.2 und 0.8. Item s4 zeigt einen Schwierigkeitsindex = 0.17, was darauf schließen lässt, dass eine generelle Kenntnis entsprechender Dokumentationsinstrumente wohl nicht vorliegt.

Vier nicht berücksichtigte Items, die Umsetzungshindernisse thematisieren (z. B. s44 Ich weiß zu wenig über Religion / Spiritualität, um mich kompetent einbringen zu können; s46 Ich habe keine Zeit für religiöse / spirituelle Themen; s47 Es ist kein geeigneter Raum vorhanden, um geschützt über spirituelle / religiöse Themen zu sprechen; s45 Ich empfinde mich für religiöse / spirituelle Themen als nicht zuständig) lassen sich zu dem Faktor „Umsetzungshindernisse“ zusammenfassen (Cronbachs α = .72) und für den Abgleich mit den Spiritual Care-Kompentenzen nutzen.

Item-Nummer und gekürzte Item-Formulierungen M
(0-3)
SDKorrigierte
Item-Skala Korrelation
SCCQ-Faktoren (entsprechend der Mustermatrix)
1234567
Eigenwerte8,81,91,71,61,31,11,0
Cronbachs alpha des Faktors.82.81.84.83.73.86.79
2 traue mir zu, s Bedürfnisse der Angehörigen wahrzunehmen1,880.81.575.851
1 traue mir zu, s Bedürfnisse der P wahrzunehmen2,040.76.621.831
7 kann ex/s Bedürfnisse wahrnehmen, auch wenn die Patienten zu R wenig Bezug haben1,730.90.597.712
8 kann auch mit religionsfernen Patienten über ihre ex/s Bedürfnisse reden1,950.90.545.590
28 bin in der Lage, Schmerzen / Leid von P auszuhalten2,380.66.368.526
14 Austausch im Team über Thema S0,920.89.658.775
15 Austausch im Team über eigene S0,670.74.549.746
12 Sprechen im Team über s Bedürfnisse der P0,870.91.620.738
17 Rituale im Team0,990.98.341.661
13 Offenheit für S in unserer Einrichtung1,840.97.465.531–.462
4 kenne Instrumente / Fragebögen zur Erfassung s Bedürfnisse0,510.81.470.891
3 kenne Instrumentarien für s Kurzanamnese0,630.86.505.863
5 Dokumentation der s Anamnese0,890.92.463.705
48 Vertiefung eigene S1,621.13.508–.833
49 Fortbildungen zu s Themen0,891.06.551–.735
30 eigene S prägt Umgang mit P2,001.00.525–.698
43 eröffne „Raum“, in dem P seine s Anliegen einbringen kann1,301.03.681–.537
42 gehe regelmäßig auf P zu, um deren s Bedürfnisse anzusprechen0,840.86.624–.519
38 kenne r Besonderheiten anderer Religionsgemeinschaften1,290.81.335.887
39 achte auf Berücksichtigung r Besonderheiten anderer Religionsgemeinschaften1,840.81.364.824
20 bin in der Lage zu Gespräch über r Themen2,340.72.539.774
19 bin in der Lage zu Gespräch über ex Themen2,340.75.576.749
24 ermögliche r Handlungen / Feiern2,091.01.479–.801
25 berücksichtige r/s bei therapeutischen Entscheidungen1,790.94.591–.628
35 achte auf geeigneten Rahmen für s Gespräche1,730.97.624–.569
26 unterstütze Reflexion der P1,620.98.695–.533
Tabelle 2:

Verteilung der Item-Mittelwerte, Reliabilitäts- und Faktorenanalyse

Komponente1234567
11.000
2.3181.000
3.268.2881.000
4–.344–.247–.2801.000
5.295.149.137–.1981.000
6.242.145.080–.217.1331.000
7–.347–.377–.170.307–.223–.1981.000
Tabelle 3

Korrelationen zwischen den SCCQ-Faktoren (Komponentenkorrelationsmatrix)

Anmerkungen: Hauptkomponentenanalyse mit Oblimin-Rotation (Kaiser-Normalisierung)

Strukturgleichungsmodell

Das mittels explorativer Faktorenanalyse (EFA) gefundene 7-Faktorenmodell wurde mit Hilfe einer Strukturgleichungsmodellierung (SEM) überprüft (Abbildung 1). Das EFA-Modell diente als Input für das SEM (Hadi et al. 2016), welches als Validierung des erstes Konstrukts dient. Die SEM-Modellierung ist eine statistische Methode, die aus mehreren Schritten besteht, bei dem unterschiedliche Methoden zur Anwendung kommen (Korrelationsanalyse, Regressionsmodelle und konfirmatorische Faktorenanalyse). Um die Güte des Modells zu verifizieren, wurden vier Methoden genutzt (cfi, tli, rmsea und srmr); für die Schätzung der Reliabilität wurden sowohl Cronbachs α (Cronbach 1951) als auch die Omega Koeffizienten (Bentler 1972; McDonald 1999; Raykov 2001; Bentler 2013) benutzt. Der Omega Koeffizient ist auch unter der Annahme von schiefen Verteilungen und fehlender Tau-Äquivalenz ein angemessenes Maß (Trizano-Hermosilla & Alvarado 2016). Omega nach Raykov und Omega nach Bentler haben unterschiedliche Werte, wenn zwei Ladungen vorhanden sind. Der erste Koeffizient Omega kann als die Zuverlässigkeitskontrolle für die anderen Faktoren betrachtet werden. Der zweite Koeffizient Omega kann als die unbedingte Zuverlässigkeit betrachtet werden. Wenn das Modell den Daten gut entspricht, wird der dritte Koeffizient Omega (McDonald) ähnlich dem Omega nach Bentler sein.

SEM mit 7 latenten Variablen und Korrelationen. Werte auf den Pfeilen zwischen den Items (Boxen) entsprechen Ladungen, während Werte zwischen Boxen und Kreisen Korrelationen darstellen.
Abb. 1

SEM mit 7 latenten Variablen und Korrelationen. Werte auf den Pfeilen zwischen den Items (Boxen) entsprechen Ladungen, während Werte zwischen Boxen und Kreisen Korrelationen darstellen.

Im vorliegenden Fall ließ sich das Modell (cfi = 0.96, tli = 0.95, rmsea = 0.04, srmr = 0.05) in Bezug auf die inhärenten Kovarianzen zwischen den Faktoren und in Bezug auf die Reliabilität der sieben Faktoren bestätigen (Cronbachs α / Omega Raykov / Bentler / McDonald: Wahrnehmungs-Kompetenz 0.81/0.76/0.76/0.76, Team-Spirit 0.79/0.80/0.80/0.80, Dokumentations-Kompetenz 0.83/0.74/0.74/0.74, Selbsterfahrung und proaktive Öffnung 0.79/0.69/.069/.068, Wissen über andere Religionen 0.61/0.55/0.55/0.56, Gesprächs-Kompetenz 0.84/0.84/0.84/0.83, proaktive Empowerment-Kompetenz 0.75 / 0.70/0.70/0.69). Wie beschrieben, ist ein Teil des SEMs die Analyse der Korrelationen zwischen latenten Variablen und allen anderen Variablen unter sich. Höhere Korrelationskoeffizienten bedeuten jedoch nicht, dass das Modell ungeeignet ist; der (mögliche) Einfluss der Residuen wurden schon mit dem srmr index auf die Angemessenheit geprüft. Starke Korrelationen wurden zwischen „Proaktiver Empowerment-Kompetenz“ und „Wahrnehmungskompetenz“ (r = 0.84) sowie zwischen „Proaktiver Empowerment-Kompetenz“ und „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“ (r = 0.92) beobachtet.

Ausprägung der SCCQ-Scores in der Gruppe

Der Skalen-Mittelwert der 7 Faktoren in der Gesamtgruppe (n=714) lag bei 1.99 (SD = 0.61), 1.02 (SD = 0.66), 0.67 (SD = 0.76), 1.31 (SD (0.78), 1.61 (SD = 0.72), 2.28 (SD = 0.73) und 1.81 (SD .75). Die „Gesprächsführungs-Kompetenz“ wird als am stärksten ausgeprägt eingeschätzt, die „Dokumentations-Kompetenz“ als am geringsten.

Die Verteilung der Scores wies für alle Faktoren eine Schiefe auf (Rechtsschiefe: Faktoren 2, 3 und 4; Linksschiefe: Faktoren 1, 5, 6 und 7), insbesondere für die Faktoren 3 (Schiefe / Standardfehler = 12,0) und 6 (Schiefe / Standardfehler = -9,9). Für die Faktoren 2 und 4 fanden sich Hinweise auf einen negativen Exzess und für die Faktoren 3 und 6 für einen positiven Exzess (nicht dargestellt).

Es fanden sich bis auf einen schwachen Effekt bei der „proaktiven Empowerment-Kompetenz“ (F=4.1; p=0.045) keine signifikanten Geschlechts-assoziierten Unterschiede (nicht dargestellt). Sich selbst als gläubig (Scores 4 und 3) bzw. nicht-gläubig (Scores 2 und 1) einschätzende Personen unterschieden sich insbesondere hinsichtlich des Faktors „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“ (F=33.4; p<0.0001) und schwächer auch für „Team-Spirit“ (F=3.5; p=0.024), nicht jedoch für die anderen Faktoren (nicht dargestellt).

Korrelationen zwischen den SCCQ-Skalen und externen Variablen

Die Ausprägung der Spiritual Care-Kompentenzen zeigte keinen wesentlichen korrelativen Zusammenhang mit der Wochenarbeitszeit oder der beruflichen Zufriedenheit (Tabelle 4); diese Dimensionen sind also unabhängig voneinander. Das Alter ist moderat mit „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“ korreliert und schwach mit „proaktiver Empowerment-Kompetenz“ sowie „Wahrnehmungs-Kompetenz“ (Tabelle 4); hier können also individuelle Entwicklungs-Prozesse angenommen werden.

Wahrnehmungs-KompetenzTeam-SpiritDokumentations-KompetenzSelbsterfahrung und ÖffnungWissen über andere
Religionen
Gesprächsführungs-KompetenzEmpowerment-Kompetenz
M ± SD (Range: 0-3)1.99
± 0.61
1.02
± 0.66
0.67
± 0.76
1.31
± 0.78
1.71
± 0.72
2.28
± 0.73
1.81
± 0.75
Spiritual Care-Kompetenzen
Wahrnehmungs-Kompetenz (n=714)1.000
Team-Spirit (n=711).428**1.000
Dokumentations-Kompetenz (n=713).381**.394**1.000
Selbsterfahrung und Öffnung (n=713).518**.409**.364**1.000
Wissen über andere Religionen (n=703).310**.229**.224**.255**1.000
Gesprächsführungs-Kompetenz (n=710).581**.325**.229**.458**.246**1.000
Empowerment-Kompetenz (n=709).541**.508**.341**.592**.357**.469**1.000
Spiritual Care Umsetzungshindernisse
(n=706)–.417**–.381**–.266**–.538**–.179**–.415**–.424**
s56 Eigene Schwächen und Verletzungen sind Hindernis für spirituelle Kompetenz (n=595)–.089–.099.076–.072–.046–.157**–.076
Indikatoren der Spiritualität
Aktiv gläubig vs. nicht gläubig (n=702) §–.030–.035.010.070–.059–.051–.037
Gebets-/Meditations-Praxis (n=690) §.006–.004–.017.127**–.035–.014–.010
s31 meine Spiritualität/Religiosität hat keinerlei Bedeutung für Beruf–.240**–.147**–.112**–.448**–.085**–.195**–.262**
Externe Variablen
Alter (n=688).201**.121**.116**.419**.027.169**.255**
Wochenarbeitszeit (n=684)–.025–.040.021–.096.065.051–.004
Berufliche Zufriedenheit (n=702)–.001.039–.002–.043–.013–.023–.048
Selbstwirksamkeitserwartung (n=700).171**–.001.047–.054.146**.196**.072
Tabelle 4:

Korrelation zwischen den SCCQ-Scores der Teilnehmer (n=714) und externen Variablen

Für die Ausprägung der Gläubigkeit als Indikator der Religiosität zeigte sich kein signifikanter Zusammenhang mit den SCCQ-Scores und nur ein marginaler Zusammenhang zwischen Gebets-/Meditationsfrequenz als aktionalem Indikator der Spiritualität einerseits und „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“ andererseits. Die Feststellung, dass die eigene Spiritualität/Religiosität keinerlei Bedeutung für den Beruf hat (Item s31), korrelierte moderat negativ mit „Selbsterfahrung und proaktiver Öffnung“, sowie schwach negativ mit der „proaktiven Empowerment-Kompetenz“ und der „Wahrnehmungs-Kompetenz“ (Tabelle 4).

Die Selbstwirksamkeitserwartung als konzeptionell unterschiedliches, aber inhaltlich verwandtes Konstrukt korreliert schwach nur mit den Faktoren „Gesprächsführungs-Kompetenz“, „Wahrnehmungs-Kompetenz“ sowie marginal mit dem „Wissen über andere Religionen“ (Tabelle 4). Für alle weiteren Spiritual Care-Kompentenzen wird auf diese „Selbstwirksamkeits-Kompetenz“ nicht zurückgegriffen und es finden sich entsprechend keine signifikanten Zusammenhänge, was im Sinne einer diskriminanten Validität passend ist.

Die „Umsetzungshindernisse“ stellen die inverse Seite von Spiritual Care dar und waren dementsprechend stark negativ mit „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“ sowie moderat negativ mit „Wahrnehmungs-Kompetenz“, „Gesprächsführungs-Kompetenz“, „proaktive Empowerment-Kompetenz“ und „Team-Spirit“ assoziiert (Tabelle 4), was aus inhaltlichen Gründen stimmig ist und für Konvergenz-Validität spricht. Eine an Cicely Saunders (1918-2005) angelehnte Aussage, dass eigene Schwächen und Verletzungen ein Hindernis für spirituelle Kompetenz darstellen würden (Item s56), zeigte für die meisten Spiritual Care-Kompentenzen keinen signifikanten Zusammenhang (Tabelle 4). Lediglich für die „Gesprächsführungs-Kompetenz“ fand sich ein marginaler negativer (r=.16; p<0.001) und für die „Umsetzungs-Hindernisse“ ein schwacher negativer Zusammenhang (r=.23; p<0.0001).

Diskussion

Da im deutschen Sprachraum bislang Forschung zur Erhebung der Spiritual Care-Kompetenz in den Gesundheitsberufen fehlt, wurde ein neu entwickelter, nach rationalen Gesichtspunkten entsprechend Experteneinschätzung konstruierter Fragebogen zur Erfassung dieser Kompetenzen validiert, um künftig strukturelle und individuelle Förderungsbedarfe zu erfassen und Trainingsmaßnahmen evaluieren zu können. Die (selbsteingeschätzte) spirituelle Kompetenz der Gesundheitsberufe im klinischen Kontext lässt sich mit Hilfe des neu entwickelten 26-Item Spiritual Care Competence Fragebogens (SCCQ) abbildbar machen. Dieser differenziert sieben Faktoren: (1) Wahrnehmungs-Kompetenz; 2) Team-Spirit; 3) Dokumentations-Kompetenz; 4) Selbsterfahrung und proaktive Öffnung; 5) Wissen über andere Religionen; 6) Gesprächsführungs-Kompetenz; 7) proaktive Empowerment-Kompetenz. Die interne Konsistenz der Faktoren ist gut (Cronbachs alpha zwischen 0.73 und 0.86). Mit Hilfe des SEM ließ sich das gefundene Modell in Bezug auf die inhärenten Co-Varianzen zwischen den Faktoren und deren Reliabilität in gewissen Grenzen bestätigen (cfi = 0.96, tli = 0.95, rmsea = 0.04, srmr = 0.05). Mögliche unzulässige Fehlerkorrelationen wurden mit zwei verschiedenen Maßen (SRMR und RMSEA) überprüft, wobei die von Bentler (1995) und Hu & Bentler (1999) vorgeschlagenen Kriterien das Modell als gut ausweisen würden. Alle Ergebnisse des SEM entsprechen den Erwartungen, was die Güte des Modells angeht, so dass man von einer sehr guten Anpassung sprechen kann (Loehlin and Beaujean (2017).

Von den zehn geplanten Themenfeldern, die ausdrücklich nicht gleichermaßen gewichtet und mit Items gefüllt sind, konnten die meisten umgesetzt werden. Die Umsetzungshindernisse für Spiritual Care stellen jedoch keine Kompetenz dar und wurden daher bei der Faktorenanalyse nicht berücksichtigt; vier entsprechende Items konnten jedoch als Faktor „Umsetzungshindernisse“ verrechnet und als zusätzliche Information genutzt werden. Das angedachte Themenfeld „Entlass- und Überleitungsmanagement“ wäre nur mit zwei Items vertreten gewesen und ließ sich in der Fragebogenstruktur nicht angemessen darstellen. Das geplante Themenfeld „Vertiefung der eigenen Spiritualität“ ist im Faktor „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“ zu finden. Die proaktiven Kompetenzen sind sowohl im Faktor „proaktive Empowerment-Kompetenz“ als auch im Öffnungs-Aspekt des Faktors „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“ zu finden. Das Themenfeld „Schaffen von Zeiten und Räumen“ ist überwiegend im Faktor „proaktive Empowerment-Kompetenz“ zu finden bzw. als Mangel von Zeit und Raum im zusätzlichen Faktor „Umsetzungs-Hindernisse“. Zwei Items zu einem reflexiven anteilnehmenden Umgang (s23 und s29) ließen sich aufgrund einer ungenügenden Ladung auf einen wenig überzeugenden 2-Item-Faktor nicht angemessen berücksichtigen, obschon das Thema in der Begleitung ein erwünschtes Verhalten darstellt.

Für die Konstruktvalidität des SCCQ im Sinne der Divergenz-Validität spricht, dass es bis auf einige marginale positive Korrelationen keine wesentlichen Zusammenhänge mit der Selbstwirksamkeitserwartung gibt. Trotz ähnlich zu vermutender „Kompetenz-Konstrukte“ sind beide somit unterschiedlich. Auch für die berufliche Zufriedenheit und die Wochenarbeitszeit finden sich keine relevanten Zusammenhänge mit der SCCQ-Scores, was auf die Unabhängigkeit der entsprechenden Dimensionen hinweist.

Die Indikatoren der Spiritualität zeigen ebenfalls keine wesentlichen korrelativen Zusammenhänge mit den Spiritual Care-Kompentenzen, was dafür spricht, dass für die untersuchten Spiritual Care-Kompentenzen (mit Ausnahme von „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“) keine eigene spirituelle Praxis voraussetzt werden muss. Dennoch findet sich ein relevanter Unterschied in der Ausprägung zwischen den sich als gläubig bzw. nicht-gläubig einschätzenden Personen in Bezug auf den Faktor „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“ (F=33.4; p<0.0001) und schwächer auch für „Team-Spirit“ (F=3.5; p=0.024). Die anderen Kompetenzen können somit auch von wenig oder nicht religiösen Mitarbeitern gehandhabt werden.

Die Hindernisse für Spiritual Care stellen keine Kompetenzen dar und wurden daher bei der Faktorenanalyse nicht mit einbezogen; sie sind jedoch praxisrelevant und werden daher als zusätzliches Modul des Fragebogens mitgeführt. Vier der entsprechenden Items (die sich auf geringe Zeitressourcen, wenig Räumlichkeiten, geringes Wissen und fehlendes Zuständigkeitsempfinden beziehen) konnten zu dem Faktor „Umsetzungshindernisse“ zusammengefasst werden. Hier war zu erwarten, dass diese Hindernisse der Intention für Spiritual Care bzw. deren Umsetzung im Routinealltag entgegenstehen. In der Tat zeigte sich ein starker negativer Zusammenhang mit „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“ sowie moderat negativ mit „Wahrnehmungs-Kompetenz“, „Gesprächsführungs-Kompetenz“, „Empowerment“ und „Team-Spirit“, was inhaltlich stimmig ist.

Wie stellt sich das neue Instrument, das für einen eher säkularen Kontext konzipiert wurde, aber dennoch nicht konventionelle Religiosität mit ihren Implikationen für den Berufsalltag ausblenden soll, im Kontext der vorhandenen Instrumente dar?

Während die Spirituality and Spiritual Care Rating Scale (SSCRS) von McSherry et al. (2002) das komplexe Themenfeld Spiritual Care zu wenig differenziert erfasst, operationalisiert das Spiritual Care Inventory (SCI) von Burkhart et al. (2011) sowohl Spiritual Care-Interventionen als auch Sinnfindung und religiöse Rituale. Im Vergleich hierzu ist die Spiritual Care Competence Scale (SCCS) von van Leuwen et al. (2008) wesentlich ausgewogener und differenziert sechs Sub-Konstrukte; sie ist aber nur mit 197 angehenden Pflegefachkräften validiert worden. Auch die Spiritual Care Giving Scale (SCGS) von Tiew et al. (2011) erfasst mit sechs Sub-Dimensionen verschiedene Spiritual Care-Bereiche; sie konzentriert sich allerdings hauptsächlich auf verschiedene Auffassungen und Aspekte der Spiritualität bzw. von Spiritual Care und weniger auf die praktische Umsetzung bzw. die Einschätzung der eigenen Kompetenz. Die SCGS spricht Unterschiede zwischen Spiritualitätsbegriffen unterschiedlicher Religionen nicht an, ebenso wenig wie praktische Fertigkeiten, Dokumentationskompetenz und Austausch im Team. Die Nurse Spiritual Care Therapeutics Scale (NSTS) von Mamier & Taylor (2015) kommt mit ihrer Stichprobenzahl von N=554 an die des SCCQ heran, aber auch sie hat einen Nachteil: Sie erfasst zwar die Häufigkeit, mit der Pflegende Spiritual Care sicherstellen, jedoch wird die individuelle Kompetenz in diesem Bereich nicht abgebildet.

Der neu entwickelte SCCQ, der Grundlage dieser Arbeit ist, passt somit konzeptionell gut zu den qualitativ besseren, bereits publizierten Messinstrumenten. Er bietet sogar noch einige Vorteile. Bei der Literatursichtung und der Item-Auswahl wurde die Care-Bezogenheit, d. h. die Relevanz des Instruments für Versorgung und Behandlung kranker Menschen besonders beachtet. Neben der vergleichsweise größeren Praxisrelevanz weist der SCCQ Vorteile in der Fokussierung des religiös-spirituellen Feldes in säkularen Gesellschaften auf, wie sie sich in der durch die Aufklärung geprägten europäischen Tradition entwickelt haben. Für derartige entkonfessionalisierte Gesellschaften ist eine Gleichzeitigkeit verschiedener Kombinationen von Religiosität (R) und Spiritualität (S) charakteristisch, sowohl auf der Ebene des Individuums als auch auf der Ebene von Gruppen und Organisationen und bezüglich der (mehr oder minder stark ausgeprägten) Passung zwischen Patienten und Behandlern: R+/S+, R+/S-, R-/S+, R-/S-. Der SCCQ berücksichtigt diese kombinatorische Vielfalt im Hinblick auf die praktische Versorgungssituation, etwa wenn eine hochreligiöse Muslima (R+/S-) auf einen a-religiösen/atheistischen Arzt (R-/S-) trifft oder ein alternativ-esoterisch orientierter, aber kirchenferner Patient (R-/S+) auf eine meditierende und religiös gebundene Pflegefachkraft (R+/S+). Um die Vernachlässigung religiöser und spiritueller Bedürfnisse durch Tabuisierung, Expertenmacht und fehlende Toleranz zu vermeiden, erfasst der SCCQ die spirituell-religiöse Orientierungen ohne Apriori, die sich aus einer der genannten Kombinationen ergeben können. Bereits vorliegende Studien zeigen, dass die Spiritual Care-Kompetenz dann höher ist, wenn Spiritual Care nicht auf eine bestimmte weltanschauliche Orientierung reduziert wird (Selman et al. 2018). Auch a-religiöse Personen können dezidierte Spiritual Care-Kompetenzen aufweisen, jedoch geringere, wenn es um den Bereich der „Selbsterfahrung“ geht. Als hilfreich wird die berufsübergreifende Ausrichtung des neu entwickelten Fragebogens angesehen, der in einem Sample aus Ärzten, Pflegenden, anderen medizinischen Professionen und Seelsorgern validiert wurde, da Spiritual Care keine umschriebene Aufgabe einer spezifischen Berufsgruppe ist, sondern gemeinsames Anliegen aller Gesundheitsberufe. In den 18 von uns betrachteten Skalen, die zwischen 1992 und 2016 entstanden sind, beschränkt nur ein Fragebogen seine Zielgruppe nicht auf die Berufsgruppe. Die Spirituality Assessment Scale (SAS, Howden 1992) benutzt eine Stichprobe von 189 Erwachsenen zwischen 40 und 60 Jahren, die in einer begrenzten Metropolregion leben. Berufsgruppen werden hier gar nicht erfragt. Alle anderen Skalen zielten hauptsächlich auf Pflegende bzw. Auszubildende in der Pflege (McSherry et al. 2002; van Leeuwen 2009) oder Ergotherapeuten (Morris et al. 2014).

Limitierungen

Das Sample, das zur Validierung des Fragebogens herangezogen wurde, hat ein Übergewicht an Frauen, was aber der Geschlechterverteilung insbesondere in den Pflegeberufen entspricht. Eine Dominanz der katholischen Religionszugehörigkeit ist im Sample auffällig; in künftigen Untersuchungen mit dem Instrument müsste auf eine größere Ausgewogenheit der Konfessionen geachtet werden. Jedoch sind in die vorliegende Untersuchung auch Daten nicht konfessionell gebundener Personen eingeflossen, sodass vorläufige Aussagen zur Bedeutung dieser Variable auf die Ausprägung der SCCQ-Scores möglich sind. Wesentliche Unterschiede in der Ausprägung der SCCQ-Scores ließen sich für Protestanten und Katholiken jedoch nicht finden, wohl aber in Bezug auf Personen mit fehlender Religionszugehörigkeit, die signifikant niedrigere Scores für „Selbsterfahrung und proaktive Öffnung“, „Team-Spirit“ sowie „Gesprächsführungskompetenz“ aufwiesen (nicht dargestellt).

Das Instrument erfasst die selbsteingeschätzte Kompetenz, die von bestimmten Persönlichkeitstypen oder Berufsgruppen auch im Sinne der sozialen Erwünschtheit als sehr hoch eingestuft werden könnte. Ein externer Abgleich (z. B. aus Sicht der behandelten Patienten oder der Mitarbeiter) zur Objektivierung der Selbsteinschätzung wäre für künftige Untersuchungen wichtig, insbesondere wenn bestimmte Kompetenzen in Schulungsprogrammen entwickelt und gestärkt werden sollen.

Im Rahmen der konfirmatorischen Faktorenanalyse, die nur vorläufigen und hinweisenden Charakter hat, zeigten sich teilweise hohe Korrelationen einzelner Subskalen, sodass vermutet werden kann, dass die 7-Faktorenlösung überdeterminiert ist. In künftigen Studien mit unterschiedlichen Samples ist daher eine erneute Überprüfung der als vorläufig zu erachtenden Faktorenstruktur angezeigt.

Zusammenfassung und Ausblick

In der vorliegenden Untersuchung wird mit dem SCCQ erstmals ein deutschsprachiges Instrument zur Messung der Spiritual Care-Kompetenz veröffentlicht, das praxisrelevante Themenbereiche abbildet. In der bisherigen Forschung standen patientenseitige Wahrnehmungen spiritueller Probleme und Ressourcen im Vordergrund; die Therapeutensicht kam nur indirekt durch die Berücksichtigung des Behandlungs- und Coping-Prozesses in den Blick. Da es bei der Implementierung von Spiritual Care nicht nur um Einstellungen und persönliche Überzeugungen geht, sondern auch um individuelle und soziale Fähigkeiten, bildet der SCCQ in erster Linie Kompetenzen ab, deren Erfassung zur Abschätzung des konkreten Aus-, Fort- und Weiterbildungsbedarfs und für die Evaluation geeigneter Unterstützungsmaßnahmen für die Gesundheitsberufe von Bedeutung sind.

Interessenkonflikt

Die Autoren versichern, dass kein Interessenkonflikt vorliegt.

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About the article

Eckhard Frick

Prof. Dr. med., MA, Mitglied des Jesuitenordens. Lehrt an der Hochschule für Philosophie und an der Medizinischen Fakultät der Technischen Universität München. Leiter der Forschungsstelle Spiritual Care an der Klinik und Poliklinik für Psychosomatische Medizin und Psychotherapie (Klinikum rechts der Isar der TU München: www.spiritualcare.de), erster Vorsitzender der Internationalen Gesellschaft für Gesundheit und Spiritualität (www.iggs-online.org).

Mayla Theiss

Studentin der Humanmedizin an der Technischen Universität München, Doktorandin an der Forschungsstelle Spiritual Care an der Klinik und Poliklinik für Psychosomatische Medizin und Psychotherapie.

Daniela Rodrigues Recchia

Dr., wissenschaftliche Mitarbeiterin der Universität Witten / Herdecke, Institut für Integrative Medizin, mit dem Schwerpunkt Lebensqualität, Spiritualität und Coping. Expertin für Statistik (BSc, MSc), sie beschäftigt sich mit Psychometrie, Biometrie und fortgeschrittenen und multivariaten Modellierungen. Doktorarbeit über evidenzbasierte Medizin.

Arndt Büssing

Prof. Dr. med., Arzt und Professor für Lebensqualität, Spiritualität und Coping an der Universität Witten/Herdecke. Sein Forschungsinteresse richtet sich auf die Bedeutung der Spiritualität als Ressource, spirituelle Bedürfnisse chronisch kranker und alter Menschen sowie auf nicht-pharmakologische Interventionsverfahren im Umgang mit chronischer Krankheit. Er ist Mitherausgeber der Deutschen Zeitschrift für Onkologie, im Editorial Board der Fachzeitschriften Spiritual Care sowie Religions und im Vorstand der Internationalen Gesellschaft für Gesundheit und Spiritualität.


Published Online: 2019-02-13

Published in Print: 2019-04-08


Citation Information: Spiritual Care, Volume 8, Issue 2, Pages 193–207, ISSN (Online) 2365-8185, ISSN (Print) 2193-3804, DOI: https://doi.org/10.1515/spircare-2018-0066.

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[1]
E. Frick, A. Büssing, D. Rodrigues Recchia, K. Härtl, A. Beivers, C. Wapler, and C. Dodt
Medizinische Klinik - Intensivmedizin und Notfallmedizin, 2020

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