Spørreskjema for måling av kroppsopplevelse

Traumatiske opplevelser og langvarige psykiske belastninger kan ha sterke innvirkninger på kropp og kroppsopplevelse (Gyllensten, Ekdahl & Hansson, 2009; Price & Thompson, 2007). Når vedvarende kroppslige plager og negative kroppsopplevelser utgjør en del av symptombildet, er det naturlig at det gis oppmerksomhet under psykoterapi. I slike tilfeller vil terapien fokusere på bevisstgjøringen av samspillet mellom mentale forhold og kroppens reaksjoner. Det er lang tradisjon i Norge på dette feltet (Braatøy, 1947; Bunkan, 1985; Skatteboe, 1990). En rekke behandlingsenheter ved Nettverk for personlighetsfokuserte behandlingsprogrammer i Norge (DagbehandlingsNettverk) har gruppebasert kroppsorientert terapi som ett av flere elementer i sine behandlingsprogrammer for pasienter med personlighetsforstyrrelser (Karterud et al., 2003). Disse gruppene har rundt åtte pasienter og har tradisjonelt vært drevet av fysioterapeuter. Møtene varer ca. en time og holdes ukentlig. Fokuset er rettet mot kroppsbevissthet, respirasjon, avspenning og kroppsholdning, gjennom praktiske øvelser og rollespill. Nærmere beskrivelse av metoden er gitt av Tønder, Ladegård og Jørstad (2001).

Kroppsorientert terapi har god virkning på muskel- og skjelettlidelser (Malmgren- Olsson, Armelius & Armelius, 2001), så vel som for angstlidelser (Heimberg, 2002) og spiseforstyrrelser (Thörnborg & Mattsson, 2010). Flere forskere har beskrevet denne terapeutiske tilnærmingen ved behandling av personlighetsforstyrrelser (Friis og Skatteboe, 1989; Friis, Wilberg, Dammen & Urnes, 1999; Skatteboe Friis, Hope & Vaglum, 1989). Videre har Leirvåg og medarbeidere (Leirvåg, Pedersen & Karterud, 2010) dokumentert virkningen av langtids poliklinisk behandling i kroppsbevissthetsgrupper for denne pasientgruppen. Majoriteten av pasienter som kommer til behandling for personlighetsforstyrrelser, har også en eller flere angstlidelser (Karterud et al., 2003; Pedersen & Karterud, 2004), og Karterud og Pedersen (2004) fant også at pasienter med angstlidelser og spiseforstyrrelser vurderte nytten av kroppsbevissthetsgruppen høyt.

Pasienter med personlighetsforstyrrelser er ofte karakterisert ved begrenset kroppsbevissthet og forstyrrelse av kroppsbildet (Sansone, Chu & Wiederman, 2010; Skatteboe et al., 1989). Kroppsbevissthet er oppfattet som et flerdimensjonalt begrep (Dragesund, 2012; Mehling, Gopisetty & Daubenmier, 2009), og er knyttet til aspekter ved det å føle eller kjenne kroppen. Det som ofte er lettest å sette ord på og formidle, er fysiske smerter, og forstyrrelse av psykomotoriske funksjoner og respirasjon. Gjeldende forståelse av begrepet kroppsbilde er at dette også er komplekst og sammensatt, og omfatter både perseptuelle, affektive, kognitive og adferdsrelaterte faktorer (Thompson, Heinberg, Altabe & Tantleff- Dunn, 1999). Eksempler på psykiske plager relatert til kroppsbildet kan være følelsen av å være adskilt fra sin egen kropp, at det utvikles aversjoner mot egen kropp, at den kan oppleves som «tung», utmattet og gjenstridig. På den annen side er det flere positive holdninger og opplevelser i forhold til egen kropp som ofte ikke er til stede. Eksempler på dette, utover smertefrihet, er tilfredshet med og nærhet til egen kropp, følelse av spenst og god balanse, og følelse av styrke og utholdenhet.

Det finnes i dag en lang rekke metoder og spørreskjemaer som måler aspekter ved kroppsrelaterte femomener. Noen er observatørbaserte, for eksempel Comprehensive Body Examination (CBE: Bunkan, 1996; Friis, Bunkan, Opjordsmoen, Moen & Ljunggren, 2002) og Body Awareness Scale-Health (BAS-H: Roxendal, 1992; Gyllensten, Ovesson, Lindström, Hansson & Ekdahl, 2004), der formålet er å kartlegge kroppsholdning, respirasjon, bevegelse og muskulatur. Andre instrumenter er basert på selvrapportering, så som Body Awareness Questionnaire (BAQ: Shields, Mallory & Simon, 1989), som gjenspeiler evne til å registrere reaksjoner på forandringer i kroppen, forutsi reaksjoner i kroppen, kjenne variasjon i kroppslige behov som sult og trøtthet, og å kjenne signaler på utmattelse, slapphet, forkjølelse etc. Videre har Dragesund og medarbeidere (Dragesund, Ljunggren, Kvåle & Strand, 2010) utviklet Body Awareness Rating Questionnaire (BARQ), som måler kroppslig ubehag (Function), Kroppslige reaksjoner på sinnsstemninger (Mood), mistrivsel med kroppen (Feelings) og bevissthet om kroppens tilstand (Awareness). Videre finner vi blant annet Body Attitudes Questionnaire (BAQ: Ben-Tovim og Walker, 1991) som gjenspeiler grad av fornøydhet med utvalgte kroppsaspekter som høyde, vekt, hår, hud, ben og lignende, samt Body Attitude Test (BAT: Probst, Van Coppenolle & Vandereycken, 1997), som skal fange opp negativ vurdering av kroppsstørrelse, fortrolighet med egen kropp, generell misnøye med egen kropp, og opptatthet av utseende. Se også Dragesund (2012) for en oversikt over andre beslektede instrumenter.

Likevel fantes det ikke noe instrument som var basert på selvutfylling, og som samtidig fanget opp de aspektene ved kroppsopplevelse som synes å være typiske hos denne gruppen pasienter med personlighetsforstyrrelser. Strukturerte intervjuer og observatørvurderinger var ansett som for ressurskrevende, og andre instrumenter ble funnet for avgrensede (kun noen relevante aspekter). Som et alternativ til å velge ut en rekke spørreskjemaer som til sammen kunne dekke det ønskede behovet, tok en gruppe fysioterapeuter i DagbehandlingsNettverk (DN) initiativ til å utvikle et nytt instrument, basert på de kliniske erfaringene de hadde med denne type pasienter. Hensikten med artikkelen er å beskrive denne utviklingen.

Metode

Deltakere. Fysioterapeuter ved DN utarbeidet en oppsummering av alle positive og negative kroppsrelaterte følelser og opplevelser som de møtte underveis i pasientbehandlingen, og som de mente var av sentral klinisk betydning. I alt ni fysioterapeuter fra ulike behandlingsenheter deltok. Alle var erfarne klinikere med mange års erfaring med kroppsbevissthetsgrupper for pasienter med personlighetsforstyrrelser, og alle hadde videreutdanning i Psykomotorisk fysioterapi (PMF: Thornquist og Bunkan, 1986), Basal kroppskjennskap, (BK: Johnsen og Råheim, 2010), og/eller gruppeanalytisk videreutdanning (Karterud, 1999). Resultatet ble et pilot-spørreskjema bestående av 90 kroppsrelaterte utsagn, utformet til å bli besvart på en seks-punkts Likert-skala (Likert, 1932) fra ‘Aldri’ til ‘Hele tiden’.

Våren 2009 deltok elleve behandlingsenheter i DN i en undersøkelse der deres pasienter ble invitert til å besvare pilotspørreskjemaet. I alt 205 skjemaer ble returnert, fra 155 kvinner (76 %) og 50 menn. Studien var anonym, og i tillegg til de 90 spørsmålene ble det kun samlet opplysning om kjønn. Kliniske karakteristika ved dette pasientutvalget er godt dokumentert; gjennomsnittsalderen er rundt 35 år, med standardavvik på ca. 10 år. Kjønnsfordelingen ligger på rundt 71 % kvinner. Rundt 80 % av pasientene har minst én personlighetsforstyrrelse, og rundt 97 % har minst én symptomlidelse (Karterud et al., 2003; Pedersen & Karterud, 2010).

Etikk. Pilot-spørreskjemaet, den skriftlige invitasjonen til behandlingsenhetene og pasientene, samt samtykkeerklæringen til pasientene, ble forelagt og godkjent av Regional Etisk Komité forut for undersøkelsen.

Normeringsstudien. For å kunne trekke slutninger om hva som er høye og lave skårer fra skjemaet ble det foretatt en undersøkelse i en kontrollgruppe fra et ikkeklnisk utvalg. Gjennomsnittsnivåer fra denne kontrollgruppen vil da representere et anslag for hva som er vanlig nivå og spredning i en normalpopulasjon. Som en tilnærming til et normalutvalg ble den endelige versjonen av spørreskjemaet besvart av staben ved 14 enheter i DN. Denne undersøkelsen fant sted våren 2012, og i alt 199 skjemaer ble returnert, av dem var 74 % fra kvinner. Gjennomsnittsalder var 45 år (SD = 12).

Tabell 1. Beskrivende statistikk, intern konsistens og reliabilitet for skalaene – Klinisk utvalg

Test-retest-undersøkelsen. Spørreskjemaet er å anse som et tilstandsmål. Det vil si at det er ment å måle noe som vil kunne forandre seg over relativt kort tid, i motsetning til personlighetstester der skårene anses relativt stabile over tid. For tolkning av slike tilstandsmål er det viktig å avklare i hvor stor grad de fluktuerer over kortere tidsrom. Stabiliteten av det som måles er derfor av stor betydning for tolkningen av testresultatene, så det var ønskelig å få et anslag på denne stabiliteten. I januar 2013 deltok ni enheter ved DN i en test–retest- undersøkelse av korttidsstabiliteten av skjemaets skalaer. Fullstendig datasett ble returnert fra 85 pasienter, hvorav 77 % kvinner. Gjennomsnittsalderen var 39 år (SD = 11). Det er ingen konsensus i forhold til tidsintervall ved test–retest-undersøkelser (Marx, Menezes, Horovitz, Jones & Warren, 2003). Tidspunktet mellom utfylling av skjemaene var i denne undersøkelsen 2 til 4 uker, noe som burde sikre at skårene ved andre tidspunkt ikke var påvirket av skåringene ved første tidspunkt (Pedhazur & Schmelkin, 1991). Deltakerne i denne undersøkelsen var ikke de samme som i det første kliniske utvalget fra våren 2009.

Statistiske analyser. De statistiske analysene ble utført med SPSS, versjon 16, for Windows® (SPSS, 2007). For å avdekke spesielle grupperinger av spørsmål ble pilotskjemaene faktoranalysert ved Principal Axis Factoring (PAF) med Promax-rotasjon. Indre konsistens ved skalaene ble analysert ved Cronbachs alfa (Cronbach, 1951). Korrelasjoner mellom skalaene ble undersøkt ved Spearman’s rank correlation coefficient (Spearman, 1904). Resultatet av Shapiro-Wilks test for normalfordeling (Shapiro & Wilk, 1965) var bestemmende for om kjønnsforskjeller ble estimert med uavhengige t-tester eller med Mann-Whitney U Test. Effektstørrelser av kjønnsforskjeller ble anslått med Hedges g (Hedges, 1981), og korttidsstabiliteten ved skalaene ble estimert ved intraklasse-korrelasjoner (ICC 2.1) (Shrout & Fleiss, 1979).

Resultater

Faktoranalyse og intern konsistens av skalaer. Faktoranalysen (PAF) av pilotskjemaet på 90 spørsmål resulterte i 21 faktorer med eigenverdier over 1, svarende for 78 % av den totale variasjonen. En innholdsvalidering (Lawshe, 1975) basert på tematisk gjennomgang av faktormatrisen resulterte i konsensus om 11 subskalaer (se tekstboks 1) basert på 64 spørsmål.

Fem av skalaene gjenspeiler positive aspekter ved kroppsopplevelsen: Kroppsbevissthet (føler seg i ett med og kjenner forandringer i kroppen); Kroppskontakt (god kontakt med ulike deler av kroppen); Utholdenhet (opplever kroppen som sterk, stabil og utholdende); Tilfredshet (fornøyd med, og avslappet forhold til kroppen sin), og Balanse (god balanse når kroppen er i bevegelse). Ytterligere fem av skalaene gjenspeiler negative aspekter ved kroppsopplevelsen: Aversjon (skamfullhet og aversjon i forhold til kroppen); Anspenthet (anspent og vanskelig for å slappe av i kroppen); Kroppslig ubehag (ubehagelige fornemmelser som smerter, hovenhet, kraftløshet og følelsesløshet); Distanse / Fjernhet (føle kroppen som noe fremmed, fjernt og følelsesløst); Fysisk avstand / Grenser (kroppslig avstand til andre og ubehag om andre kommer nær kroppen). I tillegg ble det definert en skala kalt Pust (opptatt av og bevisst sin egen pust), som ikke representerte noe entydig positivt eller negativt aspekt ved kroppsopplevelsen. Den indre konsistensen ved skalaene (tabell 1) gikk fra 0,74 (Kroppsbevissthet) til 0,92 (Tilfredshet).

Tabell 2. Beskrivende statistikk og intern konsistens for skalaene – Kontrollgruppen

Gjennomsnittsnivåer og kjønnsforskjeller i det kliniske utvalget. Gjennomsnittsskårene ved det kliniske utvalget er vist i tabell 1. Shapiro-Wilks test for normalitet viste at kun «Kroppskontakt» og «Anspenthet» hadde en normal distribusjon. Kjønnsforskjeller ble her estimert med uavhengig t-test, mens de andre ble analysert med Mann- Whitney-test. Det var statistisk signifikante kjønnsforskjeller (p < 0,05) ved alle skalaene bortsett fra ved «Pust» og «Kroppsbevissthet ». Menn viste høyere gjennomsnittsskårer enn kvinner på skalaene «Tilfredshet », «Utholdenhet», «Balanse» og «Kroppskontakt», mens kvinner viste høyere skårer enn menn på skalaene «Distanse / Fjernhet», «Kroppslig ubehag», «Aversjon», «Fysisk avstand / Grenser» og «Anspenthet». Vurdert ut fra effektstørrelsen (Hedges g) var imidlertid kjønnsforskjellene små til moderate rent tallmessig (Cohen, 1988).

Test–retest-analysen. Korttidsstabiliteten på skalaene ble estimert ved intraklasse-korrelasjoner, ICC(2.1), mellom skåringene fra første og andre tidspunkt. Disse lå fra 0,84 (Kroppsbevissthet) til 0,96 (Aversjon). Se tabell 1. Som en kontroll ble det også foretatt analyser av skalaenes interne konsistens på de skjemaene som var utfylt på første tidspunkt. Disse bekreftet alfaverdiene i tabell 1 fra det første kliniske utvalget.

Normeringsstudien. Gjennomsnittsskårene fra kontrollgruppen er vist i tabell 2. Shapiro-Wilks test for normalitet viste at ingen av skalaene hadde en normal distribusjon. Kjønnsforskjeller ble derfor analysert med Mann-Whitney-test. Denne viste statistisk signifikante forskjeller ved skalaene «Kroppsbevissthet», «Aversjon » og «Kroppslig ubehag», hvor menn hadde lavere skårer enn kvinner. Også her var kjønnsforskjellene moderate rent tallmessig, med Hedges g (tabell 2) på henholdsvis 0,48, 0,44 og 0,42 (Cohen, 1988).

Den indre konsistensen ved skalaene gikk fra 0,71 (Anspenthet) til 0,89 (Kroppskontakt). Et unntak var skalaen «Fysisk avstand / Grenser» med en alfa på 0,53. Årsaken til den lave verdien var blant annet spørsmål 27: «Jeg har tydelige grenser for andres nærhet til kroppen min». Dette spørsmålet hadde praktisk talt ingen samvariasjon med resten av skalaen.

Gjennomsnittalderen hos kontrollgruppen var 10 år høyere enn det som kjennetegner pasientgruppen. Dette retter søkelyset mot anvendelsen av kontrollgruppen som referansegrunnlag. Halvparten av kontrollgruppen var over 45 år (49 %), med en snittalder på 55 år (SD = 6). Den resterende halvparten hadde en snittalder på 34 år (SD = 7), og var dermed sammenlignbar med pasientgruppen. Det var ingen signifikante forskjeller på noen av skalaene mellom de i kontrollgruppen som var under 46 år og de som var over 45 år.

En Mann-Whitney-test på nivåforskjeller mellom kontrollgruppen og det kliniske utvalget viste signifikante forskjeller på alle skalaene (p < 0,001). I forhold til det kliniske utvalget viste kontrollgruppen høyere skårer på alle de «positive» skalaene, inklusiv «Pust», og lavere skårer på alle de «negative» skalaene. Det ble også foretatt korrelasjoner (Spearmans rho) mellom skalaene og alder i kontrollgruppen. Hos gruppen som helhet ble det funnet et svakt samsvar mellom alder og «Kroppslig ubehag » (rho: 0,16, p < 0,05), men blant menn var det et svakt til moderat negativt samsvar mellom alder og «Kroppskontakt» (rho: –0,32, p < 0,05), og hos kvinner en svak positiv relasjon mellom alder og «Tilfredshet» (rho: 0,23, p < 0,01).

Korrelasjoner mellom skalaene. I tabell 3 vises korrelasjonsmønsteret mellom skalaene. Disse ligger i det lave til moderate sjiktet ved begge utvalgene.

Tabell 3. Korrelasjoner mellom skalaene for kontrollgruppen og det kliniske utvalget.

Diskusjon

Det nye spørreskjemaet om kroppsopplevelse (SKO) består av 11 skalaer med god indre konsistens og god korttidsstabilitet, noe som vil styrke validiteten av tolkninger når instrumentet benyttes som del av den kliniske utredningen. At den indre konsistensen ved skalaene ble analysert og funnet sammenfallende i to uavhengige kliniske utvalg, styrker også generaliserbarheten av denne typen reliabilitet. Skalaene viser også indikasjoner på god diskriminant validitet, ved at de viser signifikante nivåforskjeller mellom en pasientgruppe og en kontrollgruppe. Dette er også av betydning der instrumentet benyttes som endringsmål, det vil si når skårer fra to eller flere tidspunkter sammenlignes for å evaluere endring og bedring. De lave til moderate korrelasjonene mellom skalaene styrker antagelsen om at instrumentet måler ulike aspekter ved kroppsopplevelsen.

SKO inneholder fem skalaer som gjenspeiler positive aspekter ved kroppsopplevelsen. Lave skårer på disse skalaene, det vil si skårer som ligger betydelig under det man forventer i et normalutvalg, vil naturlig være gjenstand for klinisk oppmerksomhet. SKO inneholder også fem skalaer som gjenspeiler negative aspekter ved kroppsopplevelsen. Høye skårer på disse skalaene bør på samme måte være av klinisk betydning i en terapeutisk sammenheng. Tolkningen av høye eller lave skårer på skalaen «Pust» må imidlertid tolkes individuelt, da denne ikke representerer noe presumptivt negativt eller positivt ved kroppsopplevelsen.

Selv om kontrollgruppen viste en høyere snittalder enn det som kjennetegner det kliniske utvalget, var det ikke indikasjoner på at dette svekker validiteten ved bruk av kontrollgruppen som referansegrunnlag for forventede normalverdier. I kontrollgruppen var kjønnsfordelingen omtrent som i det kliniske utvalget. Dette svekker sannsynligheten for at gruppeforskjellene kan forklares av kjønn. De observerte kjønnsforskjellene i kontrollgruppen og det kliniske utvalget kan indikere nødvendigheten av å ha separate normer for kjønn.

Når det gjelder «Fysisk avstand / Grenser», viste det seg at denne skalaens indre konsistens var svakere i kontrollgruppen. Det tyder på at de ulike aspektene (indikatorene) ved ubehag knyttet til andres nærhet til ens egen kropp er mindre sammenfallende i et tilnærmet normalutvalg. Dette er et ikke uvanlig fenomen (McCrae, Kurtz, Yamagata & Terracciano, 2011), og kan skyldes at de opptrer mer tilfeldig i forhold til hverandre, og blir mindre relevante som indikatorer for et problemområde jo mindre problemet eller fenomenet kommer til uttrykk.

Korrelasjonene mellom skalaene kan virke noe høye, men strengt tatt ligger de i det lave til moderate sjiktet. Dette er helt naturlig for variabler som gjenspeiler kliniske fenomener i et utvalg preget av sterke affekter (Clark & Watson, 1995). To av skalaene (Balanse og Pust) består bare av tre testledd. I tradisjonell forstand er ikke dette ansett som tilstrekkelig for å operasjonalisere et latent fenomen, men på den annen side er de to begrepene veldig konkrete, og med konkrete operasjonaliseringer. Til syvende og sist er det betydningen av individuelle variasjoner på disse skalaene som avgjør den kliniske nytten av dem.

Begrensninger ved studien. Alle de tre undersøkelsene som ligger til grunn for denne studien, var basert på generell invitasjon og frivillighet, og det ble ikke registrert hvor mange personer som faktisk fikk denne invitasjonen. Svarprosent kan dermed ikke rapporteres.

Det må også ses på som en begrensning at instrumentet er utviklet innenfor en spesiell pasientgruppe, og også at utviklingen av instrumentet er basert på et begrenset antall klinikeres forslag til de kroppsrelaterte aspektene. Dette reiser spørsmål ved relevansen og validiteten ved anvendelsen av instrumentet i andre kliniske utvalg. Videre er det en svakhet ved det relativt lave antallet personer som lå til grunn for de påfølgende undersøkelsene av skjemaet. Likevel vil gjennomsnittsnivåer og spredning i et utvalg på rundt 200 personer være rimelig stabilt, og likeså estimater på lineære sammenhenger. Tatt i betraktning konfidensintervallene ved estimatene for korttidsstabilitet ved skalaene er det grunn til å anta at disse også ligger stabilt høyt.

Videre arbeid. Funnene i denne studien vil teoretisk sett kunne være utvalgsspesifikke. For å styrke generaliserbarheten av disse funnene kreves ytterligere studier, både innenfor kliniske grupper, og hos andre kontrollgrupper. Spesielt vil det være viktig å få styrket begrepsvaliditeten ved skjemaets skalaer gjennom psykometriske analyser, og skalaenes relasjoner til andre kliniske mål. Videre er det viktig å få dokumentert skjemaets generelle kliniske nytte, samt representativiteten ved denne kontrollgruppens skårer brukt som referansegrunnlag.

Konklusjon

Det nye spørreskjemaet om kroppsopplevelse er ment å gjenspeile individuelle forskjeller i sentrale negative og positive aspekter ved kroppsopplevelsen slik disse kommer til uttrykk hos pasienter med personlighetsforstyrrelser. Det anses derfor som et relevant instrument for klinikere som utøver kroppsorientert terapi for pasienter med denne type lidelser. Med et normativt referansegrunnlag er det også gode indikasjoner på hva som er å anse som lave eller høye skårer på instrumentet, og sammen med god korttidsstabilitet ved skåringene vil instrumentet være godt egnet som indikator for aktuelle problemstillinger og som mål på endring eller bedring. Spørreskjemaet og dets skåringsnøkkel kan fås fritt tilsendt ved å henvende seg til DagbehandlingsNettverk (www.dagbehandlingsnettverk.no).