MaCS - Mannheimer Craving Scale (PSYNDEX Tests Abstract)

Mannheim Craving Scale/author

Online im Internet: https://www.testarchiv.eu/de/test/9006132

Nachweis im Testarchiv: Nakovics, H., Diehl, A., Geiselhart, H. & Mann, K. (2012). MaCS. Mannheimer Craving Scale [Verfahrensdokumentation aus PSYNDEX Tests-Nr. 9006132 und Fragebogen]. In Leibniz-Zentrum für Psychologische Information und Dokumentation (ZPID) (Hrsg.), Elektronisches Testarchiv. Trier: ZPID.

Abstract

Aufbau:
Die MaCS besteht aus 12 Items und vier Zusatzitems. Die 12 Items sind auf einer fünfstufigen, definierten Antwortskala (Kodierung: 0-4) zu beantworten. Der MaCS-Gesamtwert ergibt sich als Summe der Itemrohwerte. Die vier Zusatzitems beinhalten drei Analogskalen zur Einschätzung der Intensität des durchschnittlichen und des maximalen Substanz-Craving sowie dessen Häufigkeit innerhalb der letzten sieben Tage und ein Item zur Erfassung der Abstinenzdauer.

Grundlagen und Konstruktion:
Grundlage für die nach Prinzipien der Klassischen Testtheorie konstruierte Mannheimer Craving Scale (MaCS) war die deutsche Version (OCDS-G; Mann & Ackermann, 2000) der für die Erfassung des Alkohol-Craving bewährten Compulsive Drinking Scale (OCDS; Anton, Moak & Latham, 1995). Die Items erfassen Alkohol-Craving unter Berücksichtigung seiner kognitiven und behavioralen Aspekte.
Die zuvor vorliegenden Skalen zur Craving-Erfassung bezogen sich auf einzelne Substanzen, z.B. die auf Basis der OCDS entwickelte Skala zur Erfassung des Craving bei Heroin (Franken, Hendriks & van den Brink, 2002), Tabak (Hitsman et al., 2010) oder bei anderen Drogen (Morgan, Morgenstern, Blanchard, Labouvie & Bux, 2004). Auch andere Skalen zur Erfassung des Substanz-Craving wurden entwickelt, z.B. Questionnaire on Smoking Urges (QSU; Tiffany & Drobes, 1991), the Cocaine Craving Questionnaire (CCQ; Tiffany, Singleton, Haertzen & Henningfield, 1993), Marijuana Craving Questionnaire (MCQ; Heishman, Singleton & Liguori, 2001), the Tobacco Craving Questionnaire (TCQ; Heishman, Singleton & Moolchan, 2003) und Benzodiazepine Craving Questionnaire (BCQ; Mol et al., 2003).
In der klinischen Praxis hingegen ist der Konsum mehrerer Substanzen verbreitet (z.B. Diehl & Scherbaum, 2008). Auch gibt es Hinweise, dass die Erfassung des Craving nicht notwendigerweise substanzspezifisch erfolgen muss. Möglicherweise handelt es sich beim Craving ohnehin um ein einheitliches, substanzunabhänges Phänomen. So zeigen Untersuchungsergebnisse mit bildgebenden Verfahren, dass von ähnlichen Mustern neuronaler Reaktionen bei unterschiedlichen Substanzen ausgegangen werden kann (z.B. Filbey, Schacht, Myers, Chavez & Hutchison, 2009; Kühn & Gallinat, 2011). In Übereinstimmung hiermit zeigten sich bei Vorliegen erheblicher Unterschiede in soziodemografischen Variablen zwischen Therapieeinheiten (Alkoholstation, Drogenstation, Tagesklinik für Alkohol- und Drogenabhängigkeit) und Unterschieden im Craving-Niveau zwischen Konsumgruppen (Alkohol, Heroin, Tabak, Benzodiazepine, Cannabis) keine nennenswerten Unterschiede in den Koeffizienten der Reliabilität und Validität der MaCS (Nakovics et al., 2009).
Die Items der MaCS wurden in Anlehnung an die OCDS-G, jedoch substanzunspezifisch formuliert. Im Unterschied zur OCDS wurde bei der Konstruktion des MaCS auf die Items 7 und 8 des OCDS, in denen nach Konsummengen gefragt wird, und auf die Score-Berechnung, bei der der jeweils höhere Wert von Itempaaren eingeht, verzichtet. Es zeigte sich, dass damit keine Stabilitäts-, Reliabilitäts- oder Validitätsverluste verbunden sind (Nakovics, Diehl, Croissant & Mann, 2008).

Empirische Prüfung und Gütekriterien:
Eine erste empirische Prüfung erfolgte an einer Patientenstichprobe (N = 292) im Rahmen eines Projekts zur Evaluation einer qualifizierten Entzugsbehandlung. Die Patienten wurden stationär (Schwerpunkt Alkoholabhängigkeitserkrankung, n = 105; Station mit Schwerpunkt Drogenabhängigkeitserkrankung, n = 110) oder teilstationär (Tagesklinik mit den Schwerpunkten Alkohol- und Drogenabhängigkeitserkrankung, n = 77) an insgesamt drei Messzeitpunkten (t1 - t3), jeweils im Abstand von rund einer Woche, untersucht. Eine weitere Validierung erfolgte an einer nicht-klinischen Stichprobe (N = 616) mit Normierung und Berechnung von Cut-offs durch Vergleich mit der Patientenstichprobe (Meule, Nakovics & Kübler, in prep.).
Stabilität: Die faktorenanalytische Abklärung der Dimensionalität des MaCS über Hauptkomponentenanalysen unter Berücksichtigung des Aspekts der zeitlichen und inhaltlichen Stabilität (Nakovics et al., 2009) zeigte eine Überlegenheit der einfaktoriellen Lösung mit einer durchschnittlichen Stabilität von rf1 = .84 (durchschnittliche Pearson-Korrelation der Faktorenladungen unmittelbar aufeinander folgender Messzeitpunkte, s. Nakovics et al., 2009) gegenüber der zweifaktoriellen Lösung. In der nicht-klinischen Stichprobe ergaben sich in etwa gleich hohe Stabilitätskoeffizienten der einfaktoriellen (Spearman rf1 = .86, p < .001) und zweifaktoriellen Lösung (rf1 = .95, p < .001, rf2 = .91, p < .001), was dafür spricht, dass die MaCS in nicht-klinischen Stichproben möglicherweise eine differenziertere Struktur aufweist. Da sich jedoch sowohl in der Patienten- als auch in der nicht-klinischen Stichprobe die einfaktorielle Lösung als stabil erwies, wird empfohlen von der einfaktoriellen Lösung auszugehen, insbesondere wenn es sich um Vergleiche im Längsschnitt und/oder Vergleiche von klinischen und nicht-klinischen Stichproben handelt.
Reliabilität: Sowohl in der Patientengesamtstichprobe (N = 292), in den Therapieeinheiten (Alkoholstation, Drogenstation und Tagesklinik) wie auch in den Substanzgruppen (Alkohol, Tabak, Benzodiazepine, Cannabis, Heroin) zeigten sich in Übereinstimmung mit der Stabilitätsprüfung gute Koeffizienten der internen Konsistenz (Gesamtstichprobe: .87 < Alpha < .93; Therapieeinheiten: .85 < Alpha < .95; Substanzgruppen: .87 < Alpha < .95), ohne relevante Unterschiede zwischen den Zeitpunkten oder zwischen den Teilstichproben. Die Retestkoeffizienten, ermittelt über die Interkorrelation der Summenscores der Messzeitpunkte, bewegten sich im Bereich von .45 < rtt < .68, wobei zu berücksichtigen ist, dass in einer Entgiftungsbehandlung (aufgrund interindividueller Unterschiede in den individuellen Veränderungen) niedrige Retestkoeffizienten zu erwarten sind (d.h. dass die Retest-Koeffizienten die Messzuverlässigkeit unterschätzen). Wie demnach zu erwarten, waren die Retest-Koeffizienten in der nicht klinischen Stichprobe höher (rtt = .76). Es kann also davon ausgegangen werden, dass die MaCS (einfaktorielle Lösung) intern konsistent, stabil, reliabel und änderungssensitiv ist.
Validität: Es fanden sich erwartungskonforme, signifikante Unterschiede der MaCS-Scores im zeitlichen Verlauf (F = 16.12; p < .0001) und zwischen den Konsumgruppen (F = 9.81; p < .0001). Erwartungskonform zeigten z.B. Heroin-Patienten ein stärkeres durchschnittliches Substanz-Craving als Alkohol-Patienten. Ein sehr ähnliches Bild ergab sich für den zeitlichen Verlauf des Craving differenziert nach den drei Therapieeinheiten mit einer signifikanten Abnahme des Craving (F = 11.47; p < .0001). Das Craving-Niveau lag dabei am höchsten in der Drogenstation und am niedrigsten in der Alkoholstation.
Der MaCS-Score korreliert erwartungskonform und hochsignifikant mit den Validitätskriterien: Mit der Stärke des Craving (Analogskala) zu r = .56, mit dem maximalen Craving (Analogskala) zu r = .59, mit der Häufigkeit des Craving (Analogskala) zu r = .54; mit der Abstinenzzeit (Tage) zu r = -.23; mit der Entzugssymptomatik (Regensburger Skala zur Messung des Entzugssyndroms nach multiplem Substanzgebrauch RS-EMS; Schaflitzel & Brandes, 2003) zu r = .56, ohne substanzielle Unterschiede zwischen den Konsumgruppen oder Therapieeinheiten (Einzelheiten siehe Nakovics et al., 2009).
Normen: Auf Basis des Vergleichs der klinischen Stichprobe (N = 292) mit der nichtklinischen Stichprobe (N = 616) erfolgte eine erste Normierung und Berechnung von Cut-offs (Meule et al., in prep.). Es wird vorgeschlagen MaCS-Scores zwischen 3 und 13 als Risiko-Scores und Scores höher als 13 als pathologisch zu interpretieren.

Altersbereiche

Durchführungszeit

Bewertung

Literatur

• Anton, R.F., Moak, D.H. & Latham, P. (1995). The Obsessive Compulsive Drinking Scale: a self-rated instrument for the quantification of thoughts about alcohol and drinking behavior. Alcohol and Alcoholism: Clinical and Experimental Research, 19 (1), 92-99.
• Diehl, A. & Scherbaum, N. (2008). Nikotinabhängigkeit als komorbide Störung bei Alkoholabhängigkeit. Fortschritte der Neurologie und Psychiatrie, 76, 14-20.
• Filbey, F., Schacht, J., Myers, U., Chavez, R. & Hutchison, K. (2009). Marijuana craving in the brain. Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America, 106 (31), 13016-13021.
• Franken, I.H.A., Hendriks, V.M. & van den Brink, W. (2002). Initial validation of two opiate craving questionnaires: the Obsessive Compulsive Drug Use Scale and the Desires for Drug Questionnaire. Addictive Behaviors. 27, 675-685.
• Heishman, S.J., Singleton, E.G. & Liguori, A. (2001). Marijuana Craving Questionnaire: development and initial validation of a self-report instrument. Addiction, 96, 1023-1034.
• Heishman, S.J., Singleton, E.G. & Moolchan, E.T. (2003). Tobacco Craving Questionnaire: reliability and validity of a new multi-factorial instrument. Nicotine & Tobacco Research, 5, 645-654.
• Hitsman, B., Shen, B.-J., Cohen, R.A., Morissette, S.B., Drobes, D.J., Spring, B., Schneider, K., Evans, D.E., Gulliver, S.B., Kamholz, B.W., Price, L.H. & Niaura, R. (2010). Measuring smoking-related preoccupation and compulsive drive: evaluation of the Obsessive Compulsive Smoking Scale. Psychopharmacology, 211, 377-387.
• Kühn, S. & Gallinat, J. (2011). Common biology of craving across legal and illegal drugs - a quantitative meta-analysis of cue-reactivity brain response. European Journal of Neuroscience, 33 (7), 1318-1326.
• Mann, K. & Ackermann, K. (2000). Die OCDS-G: Psychometrische Kennwerte der deutschen Version der Obsessive Compulsive Drinking Scale. Sucht, 46 (2), 90-100.
• Meule, A., Nakovics, H. & Kübler, A. (in prep.). Normative data and psychometric properties of the Mannheimer Craving Scale (MaCS) in a non-clinical sample. Manuscript in preparation.
• Mol, A.J.J., Oude Voshaar, R.C., Gorgels, W.J.M.J., Breteler, M.H.M., Van Balkom, A.J.L.M., Van de Lisdonk, E.H., Van Der Ven, A.H.G.S. & Zitman, F.G. (2003). Development and psychometric evaluation of the Benzodiazepine Craving Questionnaire. Addiction, 98 (8), 1143-1152.
• Morgan, T.J., Morgenstern, J., Blanchard, K.A., Labouvie, E. & Bux, D.A. (2004). Development of the OCDS-revised: a measure of alcohol and drug urges with outpatient substance abuse clients. Psychology of Addictive Behaviors, 18, 316-321.
• Nakovics, H., Diehl, A., Croissant, B. & Mann, K. (2008). Modifications of the Obsessive Compulsive Drinking Scale (OCDS-G) for use in longitudinal studies. Addictive Behaviors, 33 (10), 1276-1281.
• Nakovics, H., Diehl, A., Geiselhart, H. & Mann, K. (2009). Entwicklung und Validierung eines Instrumentes zur substanzunabhängigen Erfassung von Craving: Die Mannheimer Craving Scale (MaCS). Psychiatrische Praxis, 36, 72-78.
• Schaflitzel, B. & Brandes, C. (2003). Regensburger Skala zur Messung des Entzugssyndroms nach multiplem Substanzgebrauch (RS-EMS). In A. Glöckner-Rist, F. Rist & H. Küfner (Hrsg.), Elektronisches Handbuch zu Erhebungsinstrumenten im Suchtbereich (EHES). Version 3.00. Mannheim: Zentrum für Umfragen, Methoden und Analysen.
• Tiffany, S.T. & Drobes, D.J. (1991). The development and initial validation of a questionnaire on smoking urges. British Journal of Addiction, 86, 1467-1476.
• Tiffany, S.T., Singleton, E., Haertzen, C.A. & Henningfield, J.E. (1993). The development of a cocaine craving questionnaire. Drug and Alcohol Dependence, 34, 19-28.

Wichtige neuere Publikationen

• Reichenbach, F., Burren, Y., Flückiger, C. & Moggi, F. (2018). Swiss study to validate the Mannheimer Craving Scale (MaCS). Sucht, 64 (1), 11-20. [German and English items included pp. 15-16] https://doi.org/10.1024/0939-5911/a000520

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