Behandlungsvereinbarungen und Krisenpässe in der stationären psychiatrischen Behandlung

Eine randomisiert-kontrollierte Multicenterstudie

Hintergrund: Bei Behandlungsvereinbarungen (BVs) und Krisenpässen (KPs) handelt es sich um Instrumente zur Vorsorge psychischer Krisensituationen, die sich aber zum Beispiel in Bezug auf Ressourceneinsatz, Rechtsgültigkeit und Ziel unterscheiden. Die internationale Studienlage zu BVs ist inkonsistent.

Methode: Von 1/2018 bis 12/2020 wurde eine einfach verblindete, zweiarmige Multicenter-RCT mit zwei Messzeitpunkten (T₀ = Baseline; T₁ nach 18 Monaten) durchgeführt. In die Studie eingeschlossen wurden Patientinnen und Patienten mit Schizophrenie oder schizoaffektiver Störung im Alter von 18 bis 62 Jahren. Primärer Endpunkt war die kumulative stationäre Behandlungsdauer (freiwillig/per Unterbringungsbeschluss); sekundärer Endpunkt waren Zwangsmaßnahmen. Studienregistrierung: DRKS00013985.

Ergebnisse: Von den 266 Studienteilnehmerinnen und -teilnehmern schlossen 157 die Studie regulär ab. 57,8 % der KP-Gruppe und 64,9 % der BV-Gruppe waren zwischen Indexbehandlung und T₁ in stationärer Behandlung (p = 0,367), 8,4 % der KP-Gruppe und 12,2 % der BV-Gruppe mit Unterbringungsbeschluss (p = 0,441). Kumulativ wies die BV-Gruppe (Mittelwert 42,43 Tage, SD = 48,60) keine signifikant kürzere Behandlungsdauer (p = 0,631) als die KP-Gruppe (50,16 Tage, SD = 74,16) auf. Die BV brachte somit in Bezug auf den primären Endpunkt nicht die erhoffte Verbesserung. Auch in Bezug auf den sekundären Endpunkt waren keine bedeutsamen Unterschiede festzustellen. Bedeutsame Effekte zugunsten der BV zeigten sich aber bei der Vertrauensbildung zum Behandlungsteam und der aktiven Mitgestaltung der Behandlung.

Schlussfolgerung: Obgleich die Studie keine Überlegenheit der BVs gegenüber den KPs hinsichtlich des primären und sekundären Endpunkts zeigte, sollten BVs in der Praxis als Intervention, die einen partizipativen Behandlungsansatz unterstützt, häufiger eingesetzt werden.

Die Diskussion um die Selbstbestimmung des Menschen hat in den letzten Jahrzehnten im gesellschaftlichen Diskurs an Bedeutung gewonnen und wird über den nationalen Rahmen hinaus auch im Gesundheitswesen zum Beispiel durch Ottawa-Charta und UN-Behinderten-Rechtskonvention (UN-BRK) rechtlich gerahmt. Um diesem hohen Gut auch in akuten Krankheitsphasen gerecht zu werden, wurden sowohl im somatischen (zum Beispiel mit Patientenverfügungen) als auch im psychiatrischen Behandlungskontext unterschiedliche Instrumente entwickelt. Für die gesundheitliche Vorausplanung im Rahmen einer psychiatrischen Behandlung wird in der internationalen Literatur der Terminus „Psychiatric advance directive“ (1) verwendet und deren Einsatz laut Scholten et al. (2) vom Komitee der UN-BRK empfohlen.

Vorausverfügungen können wie Patientenverfügungen und Psychiatrische Testamente unilateral, also alleinig durch die Person, oder aber bilateral als vertragliche Regelung zwischen Patientin/Patient und Behandlungsteam erfolgen (1). Eine bilaterale Vorausverfügung stellt die Behandlungsvereinbarung (BV; im Englischen Joint Crisis Plan, JCP) (3) dar, die in Bielefeld trialogisch entwickelt und deutschlandweit erstmals 1994 eingesetzt wurde (4, 5). Behandlungsvereinbarungen enthalten Vereinbarungen, die einer rechtlich bindenden Patientenverfügung entsprechen, und weitere Absprachen, zu deren Umsetzung sich die Klinik verpflichtet (4, 6). Auch der Krisenpass (KP) (7) hat sich als Instrument zur Krisenvorsorge etabliert und enthält Informationen für Krisensituationen im Taschenformat (zum Beispiel Kontaktdaten von Vertrauenspersonen, Behandlerinnen und Behandlern, Medikation) (1).

Obgleich seit dem Abschluss der ersten BV fast drei Jahrzehnte vergangen sind, gehörten sie laut einer bundesweiten Befragung 2009 routinemäßig nur in 8 % der psychiatrischen Kliniken zum Angebot für alle Patientinnen und Patienten, 77 % der Kliniken beschränkten das Angebot auf bestimmte Patientinnen und Patienten (8). Zudem zeigten sich beim Verbreitungsgrad regionale Unterschiede: Im Westen kamen BVs häufiger zum Einsatz als im Süden oder Nordosten (8). Aktuellere Daten liegen nicht vor. Borbé et al. gingen aber 2012 davon aus, dass sich die rechtliche Klärung durch das 2009 in Kraft getretene Patientenverfügungsgesetz positiv auf den Verbreitungsgrad auswirken würde. Seit der Befragung fanden BVs zudem Eingang in einige Landesgesetze (zum Beispiel PsychKG NRW) und wurden in S3-Leitlinien diagnosespezifisch (S3-Leitlinie Schizophrenie) (9) oder auch diagnoseübergreifend (S3-Leitlinie Verhinderung von Zwang) (10) empfohlen. Dennoch scheinen BVs noch nicht an allen Standorten routinemäßig angeboten zu werden. Steinert und Hirsch (11) raten den Abschluss von mindestens 10 BVs oder KPs pro 1 000 Entlassungen. In der S3-Leitlinie sind BVs und KPs beziehungsweise Krisenkarten aufgrund des hohen Expertenkonsens und der starken Patientenpräferenz mit dem Empfehlungsgrad A, aber nur dem Evidenzgrad 2 aufgeführt (10).

In der bisher größten randomisierten kontrollierten Studie, der CRIMSON-Studie, wurde den BVs in Großbritannien lediglich in Bezug auf die therapeutische Beziehung, nicht aber in Bezug auf Zwangseinweisungen oder auf Behandlungstage per Unterbringungsbeschluss ein signifikant positiver Effekt nachgewiesen (12, 13). Dies widerspricht zum Beispiel der Studie von Henderson et al. (14), die eine signifikante Reduktion von Zwangseinweisungen und von Behandlungstagen per Unterbringungsbeschluss durch BVs zeigte. Laut einer Studie von Lequin et al. (15) werden BVs sowohl von Patientinnen und Patienten als auch von professionell Tätigen als sehr hilfreiches Werkzeug zur Unterstützung und Beruhigung erlebt, dessen Vorteile in der Verbesserung der therapeutischen Beziehung, in der Berücksichtigung von Patientenwünschen und im gesteigerten Kontrollgefühl über die eigene Krankheit liegen.

In der S3-Leitlinie (10) wird der abgeschwächte Evidenzgrad mit der inkonsistenten Studienlage und der nicht vorliegenden Evidenz für Deutschland begründet. Die hier vorgestellte, vom Land NRW geförderte ADiP-Studie (ADiP = Advance Directives in Psychiatry) soll zur Schließung dieser Forschungslücke beitragen (eKasten 1). Die Haupthypothese lautete, dass BVs in Bezug auf eine Reduktion von kumulativer, stationärer Behandlungsdauer (mit und ohne Unterbringungsbeschluss) den weniger aufwendigen KPs überlegen sind.

eKasten 1

Rolle der Finanzierungsquelle

Methode

Design

Im Zeitraum von Januar 2018 bis Dezember 2020 wurde eine einfach verblindete, zweiarmige randomisierte kontrollierte Studie in fünf psychiatrischen Abteilungen in NRW (Evangelisches Klinikum Bethel [Universitätsklinikum OWL], LWL-Universitätsklinikum Bochum, LVR-Klinikum Bonn, LWL-Klinikum Marsberg und Alexius/Josef-Krankenhaus Neuss) durchgeführt (eKasten 2). Die Studie wurde von der Ethikkommission der Ruhr-Universität Bochum genehmigt (17–6059) und im Deutschen Register für klinische Studien registriert (DRKS00013985) (16).

eKasten 2

Erläuterung zur Randomisierung und Verblindung

Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer

Die Rekrutierung erfolgte von Januar 2018 bis März 2019. In die Studie eingeschlossen wurden Patientinnen und Patienten mit der klinischen Diagnose Schizophrenie oder schizoaffektive Störung (F.20/F.25 nach ICD-10) (17) im Alter von 18 bis 62 Jahren. Weitere Informationen zu Ein- und Ausschlusskriterien, zur Rekrutierung und zur Stichprobengröße sind im eKasten 3 hinterlegt.

eKasten 3

Erläuterung zu Ein- und Ausschlusskriterien, Rekrutierung und Stichprobengröße

Primäre und sekundäre Endpunkte

Primärer Endpunkt war die gesamte kumulative Behandlungsdauer (mit und ohne Unterbringungsbeschluss), sekundärer Endpunkt die Häufigkeit von Zwangsmaßnahmen (Fixierung/Isolierung/Zwangsmedikation). Weitere Endpunkte stellten zum Beispiel die subjektive Einschätzung von BV und KP, die Psychopathologie und das allgemeine psychosoziale Funktionsniveau (18) dar.

Interventionen (BV und KP)

Beide Interventionen dienen der Krisenvorsorge und wurden standardisiert ein- und durchgeführt, unterscheiden sich aber zum Beispiel in Bezug auf ihr Ziel, den Zeitpunkt der Erstellung, den Ressourceneinsatz und auch die Rechtsgültigkeit deutlich (eKasten 4).

eKasten 4

Erläuterung zu den Interventionen

Datenerhebungen

Die Datenerhebung erfolgte standardisiert zu zwei Messzeitpunkten: T₀ = Baseline bei Studieneinschluss und T₁ = 18 Monate nach der stationären Indexbehandlung. Beide Datenerhebungen beinhalteten eine ausführliche Überprüfung von Behandlungsdaten anhand klinikinterner Akten und externer Unterlagen sowie standardisierte Fragebögen (19, 20, 21, 22) (eKasten 5). Die T₁-Interviewsituation wurde aufgrund der Corona-Pandemie entgegen der Standardisierung individuell abgestimmt.

eKasten 5

Erläuterung der Messinstrumente

Datenanalyse

Alle statistischen Analysen wurden mit SPSS, Version 27 durchgeführt. Die Hypothesen zum primären und ersten sekundären Endpunkt wurden als modifizierte Intention-to-treat-Analysen (ITT-Analysen) ausgewertet, die weiteren Hypothesen Per Protocol (PP-Analysen). Die Analyse zum primären Endpunkt erfolgte konfirmatorisch, zu den sekundären Endpunkten explorativ. Erläuterungen zur Datenanalyse (zum Beispiel modifizierte ITT-Analyse, Umgang mit fehlenden Werten, Normierung von Daten, Signifikanzniveau, statistische Tests) sind dem eKasten 6 zu entnehmen.

eKasten 6

Erläuterung zur Datenanalyse

Ergebnisse

Studienprofil

Im Rekrutierungszeitraum wurden bei 5 373 Aufnahmen insgesamt 3 823 Patientinnen und Patienten behandelt, von denen 672 für die Studie geeignet waren. 406 entschieden sich aus unterschiedlichen Gründen gegen eine Teilnahme (zum Beispiel Vorbehalte gegenüber Intervention und/oder Randomisierung, prinzipielle Vorbehalte gegen Forschung, Zeitaufwand/Anstrengung im Rahmen der Datenerhebungen, mangelndes Interesse) (Grafik). 266 Patientinnen und Patienten wurden in die ADiP-Studie eingeschlossen und randomisiert.

Grafik

Studienprofil (Flussdiagramm zum Studienablauf)

Stichprobencharakteristik

Die Gruppen (BV und KP) wiesen hinsichtlich ihrer Charakteristik keine klinisch bedeutsamen Unterschiede auf (Tabelle 1). Auch in Bezug auf die Abbruchquote (BV 46,0 % vs. KP 35,7 %) zeigte sich im Gruppenvergleich kein Unterschied (χ² [1/N = 266] = 2,93, p = 0,087). Lediglich beim Zeitpunkt des Abbruchs lag ein Unterschied (χ² [2/N = 266] = 12,18, p = 0,002) mit geringer Effektstärke (V = 0,21) vor, der sich bei T₀ beziehungsweise vor Erhalt der Intervention abzeichnete (BV 23,4 % vs. KP 7,8 %). Ablehnungen der Intervention erfolgten ausschließlich in der BV-Gruppe (n = 3). Die Studienabbrecherinnen und -abrecher unterschieden sich hinsichtlich Krankheitsdauer, Diagnosen, Psychopathologie und psychosozialem Funktionsniveau nicht von den Personen, die die Studie regulär beendeten (eTabelle), wiesen aber insgesamt eine geringere Anzahl an stationären Vorbehandlungen auf. Im Hinblick auf den 18-Monats-Zeitraum vor der Indexbehandlung zeigten sich bei den Teilnehmerinnen und Teilnehmern, die die Studie regulär beendeten, weder in Bezug auf die Anzahl noch auf die Dauer stationärer Vorbehandlungen (freiwillig/per Unterbringungsbeschluss) bedeutsame Unterschiede.

Tabelle 1

Stichprobencharakteristik/Baseline-Analyse

eTabelle

Charakteristik der Studienabbrecherinnen und -abrecher

Primärer Endpunkt: Kumulative Behandlungsdauer

Wie Tabelle 2 zeigt, erwies sich die BV gegenüber dem KP in Bezug auf die Anzahl von Behandlungen insgesamt und von Behandlungen per Unterbringungsbeschluss nicht überlegen. Die BV-Gruppe wies im Mittel keine signifikant kürzeren Verweildauern auf, auch nicht bezogen auf die Behandlungsdauer per Unterbringungsbeschluss. Dies zeigte sich auch bei differenzierter Betrachtung der Unterbringungsbeschlüsse (PsychKG versus BGB). Die BV brachte somit in Bezug auf den primären Endpunkt nicht die erhoffte Verbesserung.

Tabelle 2

Ergebnisse in Bezug auf den primären Endpunkt (kumulative Behandlungsdauer) und damit assoziierte Endpunkte

Mit jeweils 48 Personen pro Gruppe waren 57,8 % der KP-Gruppe und 64,9 % der BV-Gruppe zwischen Indexbehandlung und T₁ in voll- oder teilstationärer Behandlung (χ² [1/N = 157] = 0,82, p = 0,367), 12,2 % der BV-Gruppe und 8,4 % der KP-Gruppe mindestens 1 × per Unterbringungsbeschluss (χ² [1/N = 157] = 0,59, p = 0,441). Beide Gruppen unterschieden sich in Bezug auf den Zeitpunkt der ersten stationären Wiederaufnahme mit einem Median von 108 Tagen (95-%-Konfidenzintervall [KI]: [36,22; 179,78]) in der BV-Gruppe und einem Median von 147 Tagen in der KP-Gruppe (95-%-KI: [65,60; 228,41) nicht wesentlich voneinander (Log-Rank-Test: (χ² [1] = 0,024, p = 0,876; Tarone-Ware-Test: (χ² [1] = 0,141, p = 0,707). Wie die eGrafik veranschaulicht, lag auch bei Hinzunahme der nicht stationär behandelten Personen (rechtszensierte Daten) im Gruppenvergleich kein Unterschied vor (Log-Rank-Test: (χ² [1] = 0,970, p = 0,325; Tarone-Ware-Test: (χ² [1] = 1,019, p = 0,313).

eGrafik

Kaplan-Meier-Kurve

Sekundärer Endpunkt: Zwangsmaßnahmen

Zwischen Indexbehandlung und T₁ wurde bei insgesamt 3,8 % der Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer mindestens eine Zwangsmaßnahme durchgeführt (2,7 % der BV-Gruppe und 4,8 % der KP-Gruppe (χ² [1/N = 157] = 0,48, p = 0,490). Die BV zeigte sich deskriptivstatistisch im Mittel in Bezug auf die Anzahl von Zwangsmaßnahmen (Zwangsmedikation, Fixierung und Isolierung) und die Dauer von Fixierungen dem KP gegenüber überlegen und in Bezug auf die Anzahl von Isolierungen und die kumulative Dauer von Isolierungen unterlegen (Tabelle 3). Inferenzstatistisch erwiesen sich diese Unterschiede nicht als bedeutsam.

Tabelle 3

Ergebnisse in Bezug auf den sekundären Endpunkt (Zwangsmaßnahmen)

Subjektive Einschätzung der Intervention

Wie Tabelle 4 veranschaulicht, zeigte sich bei der Einschätzung der Intervention durch die Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer bei allen Items eine Überlegenheit der BV gegenüber dem KP. Bedeutsame Unterschiede waren in Bezug auf das aktive Mitgestalten der Behandlung (Z = −3,16, p = 0,002), den Zugewinn von Vertrauen in das Behandlungsteam (Z = −3,12, p = 0,002) und die positive Beeinflussung des eigenen Genesungsprozesses (Z = −2,00, p = 0,046) festzustellen.

Tabelle 4

Subjektive Einschätzung der Intervention

In den Per-Protokoll-Analysen musste auf 8 Datensätze aufgrund von Protokollfehlern bei der Intervention verzichtet werden. Da für die Auswertung der subjektiven Einschätzung der Intervention die Erinnerung an die Intervention vorausgesetzt war, minimierte sich die Anzahl der analysierten Datensätze auf 113 (BV-Gruppe n = 50 versus KP-Gruppe n = 63).

Diskussion

Primärer und sekundärer Endpunkt

Die Überlegenheit der BV gegenüber dem KP konnte in Bezug auf die kumulative Behandlungsdauer insgesamt beziehungsweise mit Unterbringungsbeschluss und in Bezug auf Zwangsmaßnahmen durch die Studie nicht nachgewiesen werden. Dies deckt sich mit den Ergebnissen der CRIMSON-Studie (12), in welcher der BV weder in Bezug auf die Wiederaufnahmequote und die kumulative Behandlungsdauer, noch in Bezug auf das Erleben von Zwangsmaßnahmen eine Überlegenheit gegenüber der Standardbehandlung nachgewiesen werden konnten. Thornicroft et al. (12) diskutieren dies vor dem Hintergrund der Modelltreue, der verbesserten Krisenplanung im Rahmen der Standardbehandlung und des fehlenden Engagements bei der Krisenplanung in der BV-Gruppe. Diese Faktoren können auch bei der ADiP-Studie Einfluss auf die Ergebnisse genommen haben. Zudem muss berücksichtigt werden, dass die hohe Abbruchquote statistisch signifikante Ergebnisse eher unwahrscheinlicher machte. Da insgesamt lediglich 16 Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer zwischen der Indexbehandlung und T₁ per Unterbringungsbeschluss in Behandlung waren und nur 6 Studienteilnehmerinnen und-teilnehmer Zwangsmaßnahmen erlebt haben, handelt es sich dabei um so seltene Phänomene, dass sich die Ergebnisse nicht generalisieren lassen. Der Follow-up-Zeitraum war mit 18 Monaten im Hinblick auf die zeitliche Dimension von Krankheitsverlaufskurven eher kurz bemessen. Durch die geringe Anzahl von Endpunktereignissen ist ein Fehler 2. Art nicht auszuschließen. Das würde bedeuten, dass eine Überlegenheit der BV in der Studie unerkannt blieb, obwohl sie vorlag. Aber auch eine Unterlegenheit kann nicht ausgeschlossen werden.

Subjektive Einschätzung der Intervention

Es zeigte sich eine Überlegenheit der BV gegenüber dem KP in Bezug auf das aktive Einbringen in die Behandlung, den Zugewinn von Vertrauen in das Behandlungsteam und die positive Beeinflussung des eigenen Genesungsprozesses. Dies wird auch durch die Forschungsergebnisse von Lequin et al. (15) bestätigt. Die Überlegenheit der BV ist vor dem Hintergrund der fünfstufigen Likertskala bei Mittelwerten zwischen 3,2 und 4,0 allerdings mit Vorsicht zu interpretieren. Darüber hinaus muss berücksichtigt werden, dass bei fast einem Viertel (24,2 %) der in die PP-Analyse einbezogenen Daten aufgrund der fehlenden Erinnerung die Bewertung gänzlich fehlte und die vorhandenen Bewertungen teilweise lückenhaft waren. Zudem ist zu berücksichtigen, dass es sich bei dem Fragebogen um ein bisher nicht ausreichend validiertes Instrument handelt, zu dem außer der Augenscheinvalidität keine Gütekriterien vorliegen. Die Stärke des Instruments liegt darin, dass es gemeinsam mit Betroffenen entwickelt wurde und dass es sich inhaltlich teilweise mit den Ergebnissen von Lequin et al. (15) deckt.

Stärken und Schwächen

Es ist gelungen, die kalkulierte Stichprobengröße von 260 Personen zu erreichen, die Abbruchquote lag mit 41 % allerdings mehr als doppelt so hoch wie in der Powerkalkulation zugrunde gelegt. In der BV-Gruppe ist die Abbruchquote vor der Intervention dadurch zu erklären, dass das BV-Gespräch wie üblich außerhalb der regulären Behandlung anberaumt wurde. Sowohl für die Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer als auch für das Behandlungsteam war dies mit zusätzlichem Aufwand verbunden, während die Erstellung eines KPs in Routineabläufe integriert war. Bei der Lost-to-follow-up-Quote ist die Corona-Pandemie zu berücksichtigen, ebenso beim Abweichen von der T₁-Standardisierung. Hierdurch können Verzerrungen entstanden sein.

Da die Berechnung der Endpunkte das Vorliegen von T₁-Daten erforderte, machte die hohe Abbruchquote den Erhalt statistisch signifikanter Ergebnisse eher unwahrscheinlich. Einer potenziellen Verzerrung aufgrund fehlender Follow-up-Daten wirkte der Vergleich der Ausgangscharakteristika von Teilnehmerinnen und Teilnehmern mit und ohne vollständige Daten entgegen. Ein Selektions-Bias wurde durch die Randomisierung minimiert, wobei zu berücksichtigen ist, dass die Randomisierung in Sechserblöcken aufgrund der damit einhergehenden Vorhersehbarkeit einem Selektions-Bias nicht gänzlich entgegenwirkt. Das Risiko weiterer Verzerrungen (zum Beispiel Observer-Bias, Detection-Bias, Attritions-Bias) wurde durch unterschiedliche Maßnahmen (zum Beispiel Standardisierung, Verblindung, ITT-Analyse) minimiert.

Implikationen für die Forschung und die Praxis

Ein Vorteil der BV gegenüber dem KP in Bezug auf den primären und ersten sekundären Endpunkt konnte nicht nachgewiesen werden. Positive Auswirkungen zeigten sich bei der Bewertung der Intervention vor allem in der Vertrauensbildung und der partizipativen Behandlungsgestaltung, also den Parametern, die bereits bei der Entwicklung der BV als Ziel angestrebt wurden (4, 23). Der zusätzliche Aufwand erscheint somit durchaus gerechtfertigt. Zudem ist zu berücksichtigen, dass BVs trotz der heterogenen Studienlage von Betroffenen gefordert werden (10).

Vor diesem Hintergrund und aufgrund der Forderung, Rechte und Selbstbestimmung der Patientinnen und Patienten auch im psychiatrischen Behandlungskontext in den Fokus zu rücken, sollten BVs aus Sicht der Autorinnen und Autoren weiterhin angeboten werden. Wünschenswert wäre, dass die S3-Leitlinie (10) und die damit verbundene PreVCo-Studie (24) zu einem höheren Verbreitungsgrad von BVs beitragen.

Danksagung

Für die Stichprobenermittlung/Poweranalyse möchten wir uns bei Prof. Dr. T. May bedanken. Ein Dank gilt ebenso Prof. Dr. Wienke vom Institut für Medizinische Epidemiologie, Biometrie und Informatik der Martin-Luther-Universität Halle-Wittenberg für die statistische Beratung und Prof. Dr. Michael Schulz für seine Beratung und Unterstützung. Besonders bedanken möchten wir uns bei allen Studienteilnehmerinnen und Studienteilnehmern für ihre Zeit und ihre Offenheit, ohne die diese Studie nicht möglich gewesen wäre.

Data Sharing

Auf Nachfrage werden die Daten gerne zur Verfügung gestellt.

Interessenkonflikt
Prof. Driessen ist Vorstandsmitglied der DGPPN.

Die übrigen Autorinnen und Autoren erklären, dass kein Interessenkonflikt besteht.

Manuskriptdaten
eingereicht: 12.04.2022, revidierte Fassung angenommen: 17.11.2022

Anschrift für die Verfasser
Prof. Dr. med. Martin Driessen
Evangelisches Klinikum Bethel
Universitätsklinikum OWL der Universität Bielefeld
Kantensiek 11, 33617 Bielefeld

Zitierweise
Rixe J, Neumann E, Möller J, Macdonald L, Wrona E, Bender S, Schormann M, Juckel G, Driessen M: Joint crisis plans and crisis cards in inpatient psychiatric treatment—a multicenter randomized controlled trial. Dtsch Arztebl Int 2023; 120: 125–32. DOI: 10.3238/arztebl.m2022.0384

►Die englische Version des Artikels ist online abrufbar unter:
www.aerzteblatt-international.de

Zusatzmaterial
eTabelle, eGrafik, eKästen:
www.aerzteblatt.de/m2022.0384 oder über QR-Code

Literatur

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3. Gieselmann A, Simon A, Vollmann J, Schöne-Seifert B: Psychiatrists’ views on different types of advance statements in mental health care in Germany. Int J Soc Psychiatry 2018; 64: 737–44

4. Dietz A, Pörksen N: Einführung: Verhandeln als Leitlinie psychiatrischen Handelns. In: Dietz A, Pörksen N, Voelzke W, eds.: Behandlungsvereinbarungen. Vertrauensbildende Maßnahmen in der Akutpsychiatrie. Bonn: Psychiatrie-Verlag 1998; 9–15.

5. Borbé R, Jaeger S, Steinert T: Behandlungsvereinbarungen in der Psychiatrie. Psychiatr Prax 2009; 36: 7–15

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