Leseprobe SUCHT 2019

Jahrgang 64 / Heft 1 / 2018 Volume 64 / Number 1 / 2018

Editor-in-Chief Anil Batra Editors Gerhard B체hringer Stephan M체hlig Hans-J체rgen Rumpf

SUCHT Schweizer Studie zur Validierung der deutschen Mannheimer Craving Scale (MaCS) Kognitive Verzerrungen bei pathologischen Sportwettern und Automatenspielern und weitere Beitr채ge

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FÜR IHRE DAA-NAIVEN HCV-PATIENTEN*

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EINFACH THERAPIEREN – PANGENOTYPISCH WIRKEN #, 1 – 3

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Sie entscheiden sich dafür, Außerordentliches zu erreichen.“

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1 Fachinformation EPCLUSA®, September 2017 2 Feld JJ et al. N Engl J Med. 2015 Dec 31; 373 (27): 2599–607 et al. N Engl J Med. 2015 Dec 31; 373 (27): 2608–17

3 Foster GR

DAA – Direct Acting Antivirals EPCLUSA® 400 mg/100 mg Filmtabletten Wirkstoffe: Sofosbuvir und Velpatasvir. Zusammensetzung: Jede Filmtablette enthält 400 mg Sofosbuvir und 100 mg Velpatasvir. Sonstige Bestandteile: Tablettenkern: Copovidon, mikrokristalline Cellulose, Croscarmellose-Natrium, Magnesiumstearat. Filmüberzug: Poly(vinylalkohol), Titandioxid, Macrogol, Talkum, Eisen(III)-oxid. Anwendungsgebiet: EPCLUSA® wird bei Erwachsenen zur Behandlung der chronischen Hepatitis C Virusinfektion (HCV ) angewendet. Gegenanzeigen: Überempfindlichkeit gegen die Wirkstoffe oder einen der sonstigen Bestandteile. Arzneimittel, die starke P-Glykoprotein (P-gp)-Induktoren oder starke Cytochrom P450 (CYP)-Induktoren sind (Rifampicin, Rifabutin, Johanniskraut [Hypericum perforatum], Carbamazepin, Phenobarbital und Phenytoin) da die gleichzeitige Anwendung zu einer signifikant verringerten Plasmakonzentration von Sofosbuvir oder Velpatasvir führt, was einen Verlust der Wirksamkeit von Epclusa nach sich ziehen kann. Nebenwirkungen: Kopfschmerzen, Erschöpfung und Übelkeit. In Kombination mit Ribavirin, verminderte Hämoglobinkonzentration. Schwere Bradykardie und Herzblock bei gleichzeitiger Anwendung von Sofosbuvir mit einem anderen direkt wirkenden antiviralen Mittel und bei gleichzeitiger Anwendung mit Amiodaron und/oder anderen Herzfrequenz senkenden Arzneimitteln. Darreichungsform und Packungsgrößen: Packungen mit 28 Filmtabletten. Verschreibungspflichtig. Stand: September 2017. Pharmazeutischer Unternehmer: GILEAD Sciences International Ltd., Cambridge, CB21 6GT, Vereinigtes Königreich. Repräsentant in Deutschland: GILEAD Sciences GmbH, D-82152 Martinsried b. München.

Dieses Arzneimittel unterliegt einer zusätzlichen Überwachung. Jeder Verdachtsfall einer Nebenwirkung zu EPCLUSA® ist zu melden an die Gilead Sciences GmbH, Abteilung Arzneimittelsicherheit, Fax-Nr.: 089/899890-96, E-Mail: drugsafetygermany@gilead.com, und/oder an das Bundesinstitut für Arzneimittel und Medizinprodukte, Abt. Pharmakovigilanz, Kurt-Georg-Kiesinger Allee 3, D-53175 Bonn, Webseite: www.bfarm.de.

Stand: Januar 2018 EPC/DE/17-12/PM/1615

Sucht Zeitschrift fĂźr Wissenschaft und Praxis/ Journal of Addiction Research and Practice

64. Jahrgang / Heft 1 / 2018

Herausgeber/Editor

Deutsche Gesellschaft für Suchtforschung und Suchttherapie e. V. (DG-Sucht), Postfach 1433, DE-59004 Hamm (www.dg-sucht.de)

Chefredakteur/Editor-in-Chief

Anil Batra, Universität Tübingen

Stv. Chefredakteure/ Deputy Editors-in-Chief

Gerhard Bühringer, Technische Universität Dresden/IFT Institut für Therapieforschung, München; Stephan Mühlig, Technische Universität Chemnitz; Hans-Jürgen Rumpf, Universitätsklinikum Schleswig-Holstein, Lübeck

Redaktionsassistentin/ Journal Manager

Jutta Künzel, IFT Institut für Therapieforschung, München

Redaktionsbüro/Editorial Office

Leopoldstrasse 175, DE-80804 München, Tel. +49 (0) 89 360804-15, kuenzel@ift.de

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Titelbild/Cover Image

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Erscheinungsweise/Frequency

6 Hefte pro Jahr/Bimonthly

Indexierung/Indexing

Addiction Abstracts, EMBASE, ETOH (NIAAA-Database), IBR, IBZ, JURIS, PsycINFO, PSYNDEX, Scopus, SoLit

Bezugsbedingungen/Subscriptions

Jahresabonnement/Annual subscription rates: Institute/institutions: € 294.– / CHF 378.– Private/Individuals: € 147.– / CHF 199.– Porto und Versandgebühren/Postage and handling: € 21.– / CHF 18.– Einzelheft: € 42.– / CHF 56.– (+ Porto und Versandgebühren/+ postage and handling)

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SUCHT (2018), 64 (1), 2

© 2018 Hogrefe

Inhalt Editorial

Mit neuem Schwung zu neuen Themen – was steht an für 2018?

6

With a new impetus to new topics – what’s up for 2018?

Anil Batra Zur ethischen und wissenschaftlichen Fragwürdigkeit der „Karenzklausel“ bei alkoholabhängigen Patienten auf der Warteliste zur Lebertransplantation

9

Is there an ethical and scientific dubiousness of the “abstention clause” in alcohol-dependent patients on the liver transplantation waiting list?

Anil Batra und Urban Wiesing Originalarbeiten/ Original Papers

13

Swiss Study to Validate the Mannheimer Craving Scale (MaCS) Schweizer Studie zur Validierung der deutschen Mannheimer Craving Scale (MaCS) Fabian Reichenbach, Yuliya Burren, Christoph Flückiger, Hansjörg Znoj and Franz Moggi Kognitive Verzerrungen bei pathologischen Sportwettern im Vergleich mit Automatenspielern – eine Analyse unter Anwendung des Gamblers Beliefs Questionnaire

23

Cognitive distortions among pathological sports bettors compared with slot machine gamblers – an analysis based on the Gamblers’ Beliefs Questionnaire Jens Kalke, Sascha Milin und Sven Buth „Be Smart – Don’t Start“: Untersuchung langfristiger Effekte eines schulbasierten Präventionsprogramms

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Long-term effects of a school-based prevention program Reiner Hanewinkel, Barbara Isensee und Matthis Morgenstern Buchbesprechung/ Book Review

K.U. Petersen et al. (2017). Angebote bei internetbasiertem Suchtverhalten (AbiS)

43

Dominique Brandt und Anja Bischof Publishing addiction science – A guide for the perplexed.

45

Gerhard Bühringer Tagungsbesprechung/ Conference review

Lisbon Addictions 2017: Second European Conference on Addictive Behaviours and Dependencies

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Gerhard Bühringer und Anja Kräplin Redaktionshinweise/ Editorial notes Tagungsankündigungen/ Upcoming Conferences

© 2018 Hogrefe

Neue Redakteure

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Dank an die Gutachter/Thanks for the Referees 57

SUCHT (2018), 64 (1), 3

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Editorial

Mit neuem Schwung zu neuen Themen – was steht an für 2018?

With a new impetus to new topics – what’s up for 2018?

Anil Batra

Ein Editorial zum Jahresanfang zu schreiben ist – zumindest was die guten Wünsche anbelangt, die man allen Kolleginnen und Kollegen mit auf den Weg in das Neue Jahr geben möchte – leider schon überholt, wenn es den Leser erreicht.

Unabhängig davon soll das erste Heft eines Jahres auch die Gelegenheit geben, nach einer kleinen Rückschau der Ereignisse der vergangenen 12 Monaten zu phantasieren, wohin die Suchtpolitik, Suchtforschung und Suchtkrankenversorgung im neuen Jahr wohl gehen werden und was dem Autor mit Blick auf das Jahr 2018 von Bedeutung erscheint: 2017 hat uns die Politik mit einer Entscheidung überrascht: die Freigabe des Medizinalcannabis wurde lange diskutiert und kam dann – trotz der Warnungen, Stellungnahmen und Positionspapiere mancher Fachgesellschaften vor vorschnellen Entscheidungen (Havemann-Reinecke et al. 2017, Kreuter et al. 2016, Rumpf et al. 2015) – schneller als erwartet. Seit 10. März 2017 ist in Deutschland “Cannabis als Medizin“ für Erwachsene zugelassen – und zwar ohne Beschränkung auf eine Indikation und ohne konkretisierte Regelungen hinsichtlich der Zielgruppe („Schwer Kranke“ lässt sich in vielen Fällen kaum objektivieren) und vor allem ohne eine entsprechende suchtspezifische Qualifikation der rezeptierenden Ärzte zu fordern. Betäubungsmittelrechtliche (BtMG, BtMVV, AMG) und andere Regelungen zur Zulassung von Medikamenten wurden umgangen. Zu bemängeln ist – dass trotz mancher nachvollziehbaren politischen Gründe – die sonst so hoch gehaltenen Regeln der wissenschaftlichen, evidenzbasierten Medizin außer Acht gelassen wurden.

De facto können alle Ärzte seither Cannabisblüten oder Cannabisextrakt in pharmazeutischer Qualität auf einem Betäubungsmittelrezept verschreiben, … und tun dies auch für diverse Indikationen, obgleich die vorhandenen Analysen der Datenlage – sei es das Review von Whiting (2015), die Stellungnahme aus der National Academy of Sciences (2017) oder auch die jetzt vollendete umfassende Analyse der bekannten Daten durch Frau PD Dr. Eva Hoch und ihre Arbeitsgruppe in der „CAPRIS-Studie“ – nur sehr © 2018 Hogrefe

wenige Indikationsfelder mit nachgewiesenem Wirksamkeitsbelegen nennen (Hoch et al. 2017). Auf einem Pharmakologenkongress, den ich dieser Tage besuchte, erwähnte eine Apothekerin, sie habe in ihrem Leben „noch nie so viele, schmerzkranke junge Männer“ gesehen, wie seit der Zulassung der Cannabisprodukte im März 2017.

Sie wunderte sich insbesondere auch, dass fast grundsätzlich die Höchstverschreibungsmengen (die weit über dem lägen, was üblicherweise für die Schmerztherapie benötigt würde) verordnet würden. Solche Mitteilungen müssen hellhörig machen – und sollten uns als Suchtexperten auffordern, den Dialog mit allen zu suchen, die in der Behandlung involviert sind, einschliesslich derer, die unmittelbar mit der Verschreibung und Ausgabe der Medikationen betraut sind, den Ärzten und Apothekern.

Nun hilft kein Klagen, aber vielleicht ein Blick nach vorne: was ist zu tun? Wird es nicht höchste Zeit, in naher Zukunft Behandlungsempfehlungen zu formulieren, die nicht nur differentielle Empfehlungen für den Einsatz der verschiedenen auf dem Markt befindlichen Produkte geben (auch wenn dies erst in Ansätzen gelingen mag)? Sollte nicht auch im Sinne einer Prävention möglicher Ausweitungen des Cannabiskonsums unter Kindern und Jugendlichen, aber auch einer Verhinderung von Suchtentwicklung bei Personen, die eine ärztliche Rezeptierung von Medizinalcannabis erhalten, mehr Wert auf Aufklärungskampagnen über die bekannten Nebenwirkungen des Konsums (Abhängigkeitsentwicklung, kognitive Auswirkungen, psychische Störungen etc.) gelegt werden? Es ist an uns, den Suchtexperten, die Ergebnisse der o. g. CAPRIS Studie zu verbreiten, über die Konsequenzen zu diskutieren und sich zur Meinungsabgabe aus suchttherapeutischer Sicht aufgefordert zu sehen. Eine frühzeitige Auswertung der Begleiterhebung, ein regelmäßiger Blick auf die Entwicklung in den USA (mit Fokus auf die Entwicklung des Cannabiskonsums sowie deren nachgeordnete Konsequenzen, evtl. aber auch auf die iatrogen begünstigte Opioid-Welle) wäre Maßnahmen, die uns früh für bedrohliche Entwicklungen sensibilisieren könnten. Vielleicht könnten auch Ärzte und ApoSUCHT (2018), 64 (1), 5–6 https://doi.org/10.1024/0939-5911/a000518

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theke im Sinne eines Austausches über Auswirkungen der Verschreibung aufgefordert werden, in Qualitätszirkeln zusammenarbeiten? Weitere Vorschläge sind willkommen!

Das Jahr 2017 scheint tatsächlich ein Jahr ohne Leitlinienveröffentlichungen im Suchtbereich gewesen zu sein – doch nun zeigt sich, dass alle Leitlinienliebhaber nur kurz pausiert haben, um für die nächsten Initiativen Kraft zu sammeln. DG-Sucht und DGPPN sind fest entschlossen, in guter Tradition der 2015 veröffentlichten Leitlinien zum schädlichen und abhängigen Alkohol- und Tabakkonsum nunmehr eine S3-Behandlungsleitlinie für schädlichen Medikamentenkonsum und Medikamentenabhängigkeit zu erstellen. Im Anschluss an eine im Januar geplante Fachtagung zur Medikamentenabhängigkeit, die einer ersten Bestandsaufnahme dienen soll, werden über 20 Fachgesellschaften gemeinsam in einem hoffentlich nicht länger als zwei Jahre währenden Prozess Behandlungsempfehlungen formuliert haben.

Verdienstvoll ist auf ähnlichem Gebiet die Initiative des Past-Präsidenten der DG-Sucht, Hans Jürgen Rumpf, in einem bislang wenig beforschten Feld – der Behandlung der „Internetsucht“ oder „Computerspielsucht“ – einen Versuch zu unternehmen, gemeinsam mit Experten, Fachgesellschaften und Verbänden das hierzu vorliegende evidenzbasierte Wissen zusammenzutragen und in Empfehlungen zu gießen. Die geplante „Leitlinie internetbezogener Störungen“ (ohne damit einen Begriff festlegen zu wollen – auch hier ist vieles noch im Fluss) wird ein Anfang sein, in einem noch wenig beackerten Feld Ordnung zu schaffen – mit Begrifflichkeiten, Definitionen, diagnostischen Maßen und einer Bewertung von Beratungs-, Frühinterventionsund Behandlungsmöglichkeiten. Ein Expertenmeeting zu Beginn dieses Jahres hat zumindest den Grundstein für eine erfolgreiche Leitlinienarbeit legen können!

Das Ziel der Zeitschrift SUCHT ist es, im Jahr 2018 weitere brisante Themen aufzunehmen und erfolgreich anzugehen. In diesem Heft finden Sie ein Editorial (Batra & Wiesing) zu einem eher juristischen Thema, das aber zugleich auch einen Bezug zum Thema Stigmatisierung von Suchtkranken aufweist, einem Thema, dass wir bereits im vergangenen Jahr in der SUCHT behandelt haben (Schomerus et al., 2017; Schomerus & Rumpf, 2017).

Die Beurteilung der Transplantationsfähigkeit bzw. des Behandlungsanspruchs von Patienten, die wegen einer alkoholinduzierten Leberzirrhose auf eine Transplantation warten, wird anders gehandhabt als die anderer Transplantationskandidaten – eine außergewöhnliche Situation, die mit Krankheitsaspekten rechtfertigt wird, aber im Kern mit der Formulierung einer „Abstinenzregel für 6 Monate“ als Voraussetzung für eine Aufnahme auf die Lebertransplantationsliste ein Kriterium verwendet, das in Frage gestellt werden kann. Lesen Sie selbst und teilen Sie uns Ihre Meinung mit!

SUCHT (2018), 64 (1), 5–6

A. Batra, Was steht an für 2018?

Derzeit findet sich eine Reihe von Themenheften in Bearbeitung, dabei wird es u. a. um die Themen Familie und Sucht, Tabakabhängigkeit sowie Glücksspielsucht gehen. Vielleicht wird in diesem Jahr 2018 mehr gesät als geerntet. Wir können aber zuversichtlich sein, dass damit Grundsteine für weitere wichtige Verbesserungen in der Suchtrankenhilfe gelegt werden, die wir in der Zeitschrift SUCHT begleiten wollen.

In diesem Sinne wünsche ich Ihnen ein spannendes und erfülltes Jahr 2018 Anil Batra

Literatur Havemann-Reinecke U, Hoch E, Preuss UW, Kiefer F, Batra A, Gerlinger G, Hauth I (2017) Zur Legalisierungsdebatte des nichtmedizinischen Cannabiskonsums. Positionspapier der DGPPN. Nervenarzt. 88(3):291–298 Hoch, E., Friemel, C. M., Schneider, M. (Hrsg.) (2017). Cannabis: Potential und Risiko. Ergebnisse einer wissenschaftlichen Analyse.

Heidelberg. Springer. https://www.bundesgesundheitsministerium.de/fileadmin/Dateien/5_Publikationen/Drogen_und_ Sucht/Berichte/Kurzbericht/171127_Kurzbericht_CAPRis.pdf Kreuter M, Nowak D, Rüther T, Hoch E, Thomasius R, Vogelberg C, Brockstedt M, Hellmann A, Gohlke H, Jany B, Loddenkemper R (2016) Cannabis – Positionspapier der Deutschen Gesellschaft für Pneumologie und Beatmungsmedizin e. V. (DGP). Pneumologie. 70(2):87–97 National Academies of Sciences, Engineering, and Medicine. 2017.

The Health Effects of Cannabis and Cannabinoids: The Current State of Evidence and Recommendations for Research. Washington, DC: The National Academies Press. https://doi.org/10.

17226/24625; http://www.nap.edu/24625 Rumpf HJ, Hoch E, Thomasius R, Havemann-Reinecke U (2015) Stellungnahme zur Legalisierungsdebatte des nicht-medizinischen Cannabiskonsums. http://www.dg-sucht.de/fileadmin/ user_upload/pdf/stellungnahmen/Stellungnahme_Legali sierungsdebatte_Cannabis_DG-Sucht.pdf Schomerus, G., Bauch, A., Elger, B., Evans-Lacko, S., Frischknecht, U., Klingemann, H., et al. (2017). Das Stigma von Suchterkrankungen verstehen und überwinden. Sucht, 63(5), 253–259.

Schomerus, G., & Rumpf, H.-J. (2017). Das Stigma von Suchterkrankungen muss überwunden werden. Sucht, 63(5), 251–252.

Whiting PF, Wolff RF, Deshpande S, Di Nisio M, Duffy S, Hernandez AV, Keurentjes JC, Lang S, Misso K, Ryder S, Schmidlkofer S, Westwood M, Kleijnen J (2015) Cannabinoids for Medical Use: A Systematic Review and Meta-analysis. JAMA.313(24):2456–73.

Deklaration von Interessenskonflikten: keine Prof. Dr. Anil Batra Universitätsklinik für Psychiatrie und Psychotherapie Sektion Suchtmedizin und Suchtforschung Calwer Str. 14 D-72076 Tübingen Tel. 07071-2982685 anil.batra@med.uni-tuebingen.de © 2018 Hogrefe

Editorial

Zur ethischen und wissenschaftlichen Fragwürdigkeit der „Karenzklausel“ bei alkoholabhängigen Patienten auf der Warteliste zur Lebertransplantation Is there an ethical and scientific dubiousness of the “abstention clause” in alcohol-dependent patients on the liver transplantation waiting list?

Anil Batra1, Urban Wiesing2 1 2

Sektion für Suchtmedizin und Suchtforschung, Universitätsklinik für Psychiatrie und Psychotherapie, Tübingen Institut für Ethik und Geschichte der Medizin, Universität Tübingen

In Deutschland regelt das Transplantationsgesetz (TPG) die Vergabe und Transplantation von Organen. Die Bundesärztekammer ist dafür zuständig, Richtlinien nach Stand der wissenschaftlichen Erkenntnisse zu Transplantationen festzulegen (§ 16 des TPG). Sie hat dabei auch die Regeln zur Aufnahme in die Warteliste „insbesondere nach Notwendigkeit und Erfolgsaussicht einer Organübertragung“ zu erstellen (§ 10 Abs. 2 Nr. 2 TPG), einschließlich der Dokumentation der Gründe für die Aufnahme oder deren Ablehnung.

Die aktuellen „Richtlinien für die Wartelistenführung und Organvermittlung zur Lebertransplantation“ der Bundesärztekammer (BÄK 2017) stammen vom 24.3.2017 (http://www.bundesaerztekammer.de/richtlinien/richt linien/transplantationsmedizin/richtlinien-fuer-diewartelistenfuehrung-und-die-organvermittlung/). Sie fordern bei der Beurteilung der Eignung einer/s potentiellen Organempfängerin/s auch eine hinreichende Compliance, also eine hinreichende Fähigkeit und Bereitschaft zur Mitarbeit.

Eine alkoholinduzierte Leberzirrhose stellt mittlerweile die zweithäufigste Indikation für eine Lebertransplantation dar (Goldberg et al. 2017). Eine Aufnahme auf die Wartelis© 2018 Hogrefe

te erfolgt in diesen Fällen erst dann, wenn eine mindestens sechsmonatige Alkoholabstinenz eingehalten wurde. Erst die Änderung der Richtlinie im Jahre 2015 hat eine Ausnahme von der sechsmonatigen Frist ermöglicht, sofern eine externe Kommission nach Prüfung einer Aufnahme auf die Warteliste vor Ablauf der Karenzzeit zustimmt. Prüfungskriterien wurden hierfür nicht publiziert.

Juristische und ärztliche Fachkreise haben diese Vorgaben wiederholt kritisiert.

1. Was sind die juristischen Kritikpunkte?

Zuletzt bezog der Bundesgerichtshof (BGH) im Rahmen des „Göttinger Leberallokationsskandals“ hierzu Stellung: „Überdies erscheine die Transplantation nach den Darlegungen des umfassend sachverständig beratenen Landgerichts auch bei Alkoholkranken erfolgversprechend, die die Abstinenzzeit nicht eingehalten hätten. Die Bestimmung sei deshalb jedenfalls insoweit strafrechtlich unbeSUCHT (2018), 64 (1), 7–9 https://doi.org/10.1024/0939-5911/a000519

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achtlich, als sie Alkoholkranke von der Transplantation selbst dann ausschließe, wenn diese die Abstinenzzeit nicht überlebt hätten. […] Zudem sei unter anderem die Bestimmung zur Alkoholkarenzzeit verfassungswidrig.“ (Pressemitteilung des BGH Nr. 98/2017 v. 28.06.2017).

Der 5. Strafsenat am Bundesgerichtshof entschied zugunsten eines beschuldigten Arztes, der alkoholabhängige Patienten vor Ablauf der geforderten Karenzzeit von 6 Monaten transplantiert hatte (BGH Urteil vom 28.06.2017 – 5 StR 20/16, ECLI:DE:BGH:2017:280617U5STR20.16.0). In diesem Zusammenhang hatte schon das Landgericht Göttingen inhaltliche Bedenken gegen die Ausschlussklausel von Alkoholkranken vor einer Lebertransplantation formuliert. Die Schwurgerichtskammer kam zu der Auffassung, eine Lebertransplantation könne auch bei einem denkbaren Rückfall in die Alkoholsucht erfolgversprechend sein.

Unter der Annahme, bei einer Rückfallquote von 50 % würden etwa 4 % der untersuchten Patienten einen Transplantatverlust erleiden, liege das Sterberisiko nach einer Transplantation wegen einer alkoholbedingten Leberzirrhose de facto unter 2 %. Da die Überlebensraten bei Alkoholkranken nach 5 J. mit 73 % und nach 10 J. mit 58 % anzusiedeln seien – so die Schwurgerichtskammer –, könne man mit Recht davon ausgehen, dass keine medizinischen Gründe existierten, die den in den Richtlinien der Bundesärztekammer vorgenommenen strikten Ausschluss von Alkoholikern vor Ablauf einer 6-monatigen Abstinenzzeit zu rechtfertigen vermöchten. Es lägen zudem Zweifel vor, dass eine, nicht durch eine Therapie begleitete, Abstinenzzeit von exakt 6 Monaten eine wesentliche Verminderung der Rückfallgefahr und damit eine signifikante Steigerung der Erfolgschancen zu bewirken geeignet wäre. Dadurch würden „Patienten ausgeschlossen werden, die […] die Frist von 6 Monaten ohne Transplantation nicht überleben würden“ (aus: BGH Urteil vom 28.06.2017 – 5 StR 20/16).

Daraus folge zugleich, dass die „Karenzklausel“ die Ermächtigungsnorm des § 16 Abs. 1 TPG überschreite und daher nicht strafrechtsbegründend wirken könne.

2. Welche Evidenz liegt für die bestehende Richtlinie vor?

Nach der bisherigen Datenlage auf der Basis von ca. 20 Studien und Metaanalysen (stellvertretend: Dom et al. 2015, Telles-Correia & Mega 2015, Schneekloth et al. 2017) ist unstrittig davon auszugehen, dass Alkoholabhängigkeit mit einem höheren Risiko für einen postoperativen Alkoholkonsum einhergeht. Allerdings ließen sich bisher kaum spezifische Prädiktoren für die Vorhersage des Rückfalls identifizieren. Ohne Zweifel kann ein alkoholbezogener Rückfall SUCHT (2018), 64 (1), 7–9

Editorial

das langfristige Überleben negativ beeinflussen und insbesondere zu einem Verlust des transplantierten Organes führen. Doch das Kriterium ist nicht bewiesenermaßen valide in Bezug auf die Erfolgsaussicht.

In praktischen Zusammenhängen muss man zudem Gewichtungen mit anderen Gewichtungen vergleichen. Dabei ist keineswegs eindeutig, dass eine fehlende 6-monatige Abstinenz die Erfolgsaussicht so unmissverständlich mehr reduziert als andere selbstschädigende Verhaltensweisen wie Rauchen, Essstörungen, Übergewicht oder andere bekannte genetische und neurobiologische Risikovariablen. Es verstößt aber gegen den Gleichheitsgrundsatz, die Reduzierung der Erfolgsaussicht einer Transplantation bei Alkoholerkrankungen anders zu gewichten als bei sonstigen Faktoren. Kurzum: Für die aktuelle Vorgabe einer mindestens sechsmonatigen Abstinenzzeit fehlen derzeit eine evidenzbasierte Begründung und die Vergleichbarkeit mit anderen Kriterien.

Denn die Lage erweist sich als komplizierter: Eine fehlende 6-monatige Abstinenz, z. B. aufgrund mangelnder Kenntnisse der alkoholbezogenen Leberfunktionsstörung bei andererseits glaubhaft vorgetragenem, intensivem Wunsch nach einer therapeutischen Unterstützung, muss nicht zwangsläufig mit einer Negativprognose gleichzusetzen sein.

Wenngleich die Dauer der Abstinenz vor der Transplantation einen Hinweis auf die zu erwartenden Abstinenzzeiten nach der Transplantation geben kann, so ist dies nicht das einzige Prognosekriterium. Insbesondere die Zuordnung zu den Störungskategorien „schädlicher Gebrauch“ versus „Abhängigkeit“ (evtl. auch eine Anpassung an eine gestufte Einteilung in ICD-11 analog zur Kategorisierung in DSM 5) oder die Feststellung einer geringeren Intensität substanzbezogener Probleme sind wichtige Entscheidungskriterien des Suchtmediziners für die Behandlungsmaßnahmen oder die Prognose. Nicht zu vergessen sind Faktoren wie ein stabiles soziales Umfeld, die sozio-ökonomische Situation, eine stabile Partnerschaft, eine soziale Unterstützung, ein späterer Trinkbeginn, das Fehlen von psychiatrischen Begleitdiagnosen und eine jüngere Vorgeschichte von dokumentierten Bemühungen des Patienten um eine Lösung seiner substanzbezogenen Probleme (z. B. kontinuierliche Teilnahme an einer suchtspezifischen Therapie oder von Selbsthilfegruppen), die ebenfalls auf eine Positivprognose hinweisen.

Eine frühe Identifikation alkoholbezogener Rückfallrisiken und insbesondere auch die Berücksichtigung der Krankheitseinsicht hinsichtlich der Alkoholabhängigkeit bzw. des schädlichen Konsums sowie die Bereitschaft eines Patienten zu einem therapeutischen Mitwirken müssen stärker als die absolute Dauer der Abstinenz gewichtet werden. Daher ist davon abzuraten, den 6-monatigen Abstinenznachweis als alleinige Entscheidungsgrundlage für © 2018 Hogrefe

Editorial

eine Positiv-Prognose und damit einen Zugang zur lebensrettenden Maßnahme anzuerkennen.

Dem bestehenden Kriterium einer 6-monatigen Abstinenz mangelt es nicht nur an Validität, es ist im Einzelfall – bei unklarer Abstinenzlage – auch schwer belegbar, wenn nicht kontinuierliche Abstinenzbelege, z. B. wöchentliche Urin- oder Atemalkoholkontrollen für den fraglichen Zeitraum vorliegen. Dies ist aber meist nicht der Fall.

3. Was wären mögliche Konsequenzen und Forderungen?

Ungeachtet einer juristischen, ethischen und suchttherapeutischen Würdigung stellt sich die Frage, ob die Vorgabe des Transplantationsgesetzes mit den aktuellen Regularien erfüllt ist: In der Sache soll es nicht um eine Stigmatisierung von Patienten mit einer suchtmittelbezogenen Diagnose gehen, sondern um die Identifikation von Merkmalen, die es – bei knappen Ressourcen – ermöglichen, unter den Anwärtern auf eine Transplantation angesichts des schwerwiegenden operativen Eingriffs und einem erheblichen nachoperativen Betreuungsaufwand den Menschen mit der besten Erfolgsaussicht die höchsten Chancen einzuräumen.

Daher stellt sich die Frage, ob ein Ausschluss von der Warteliste ausschließlich anhand einer fehlenden 6-monatigen Abstinenzperiode getroffen werden sollte. In der Praxis zeigt sich, dass dies zwar eine leicht entscheidbare, jedoch keine valide und gerechte Regelung zur Entscheidung im Einzelfall darstellt. Was gäbe es für Alternativen?

Nach kritischer Würdigung der Evidenzlage drängen sich die folgenden Konsequenzen auf: • Anstelle eines Zeitkriteriums sollte eine Kombination von verschiedenen Positiv-Prädiktoren als bessere Grundlage für eine psychiatrische/suchtmedizinische Empfehlung entwickelt werden.

• Es sollte eine verpflichtende prä- und postoperative therapeutische Unterstützung im Sinne eines suchttherapeutischen Ansatzes eingeführt werden, so wie dies in der Literatur neuerdings gefordert wird (Schneekloth et al. 2017).

• Eine Suchtkrankheit muss in ein umfassendes Behandlungsprogramm innerhalb der gesamten Vor- und

© 2018 Hogrefe

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Nachbereitung der Transplantation mit aufgenommen werden (sei es bei Patienten mit einer Abhängigkeit von Alkohol, illegalen Drogen bzw. einer Tabakabhängigkeit) und nicht nur dazu dienen, einen Ausschluss zu begründen.

Fazit: Das derzeit vorgeschriebene Kriterium der 6-monatigen Abstinenz ist nicht valide, trifft das vorgeschriebene Vergabekriterium ‚Erfolgssausicht‘ nur ungenau, lässt sich in der Praxis schwer überprüfen und hält einem Vergleich mit anderen Kriterien nicht stand. Es ist an der Zeit, zielführendere Kriterien zur Bewertung der Erfolgsaussicht von Transplantationen für Alkoholkranke zu ermitteln, um die Vorgaben des Gesetzes evidenzbasiert zu erfüllen.

Literatur Bundesärztekammer (2017). Richtlinien für die Wartelistenführung und die Organvermittlung gem. § 16 Abs. 1 S. 1 Nrn. 2 u. 5 TPG. Verfügbar unter: http://www.bundesaerztekammer.de/richtlinien/ richtlinien/transplantationsmedizin/richtlinien-fuer-diewartelistenfuehrung-und-die-organvermittlung Dom, G., Wojnar, M., Crunelle, C. L., Thon, N., Bobes, J., Preuss, U. W. et al. (2015). Assessing and treating alcohol relapse risk in liver transplantation candidates. Alcohol and Alcoholism, 50(2),164– 72. doi: 10.1093/alcalc/agu096 Goldberg, D., Ditah, I. C., Saeian, K., Lalehzari, M., Aronsohn, A., Gorospe, E. C. et al. (2017). Changes in the prevalence of hepatitis c virus infection, nonalcoholic steatohepatitis, and alcoholic liver disease among patients with cirrhosis or liver failure on the waitlist for liver transplantation. Gastroenterology, 152, 1090.e1–1099.e1.

Telles-Correia, D. & Mega, I. (2015). Candidates for liver transplantation with alcoholic liver disease: Psychosocial aspects. World Journal of Gastroenterology, 21(39), 11027–11033. doi: 10.3748/ wjg.v21.i39.11027.

Schneekloth, T. D., Niazi, S. K. & Simonetto, D. A. (2017). Alcoholic hepatitis: appropriate indication for liver transplantation? Current Opinion in Organ Transplantation, 2017 Sep 20. doi: 10.1097/ MOT.0000000000000468. [Epub ahead of print] Deklaration möglicher Interessenkonflikte: Keine Prof. Dr. Anil Batra Sektion für Suchtmedizin und Suchtforschung Universitätsklinik für Psychiatrie und Psychotherapie Calwer Str. 14 D-72076 Tübingen anil.batra@med.uni-tuebingen.de

SUCHT (2018), 64 (1), 7–9

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1. Fachinformation MAVIRET ®, Stand Dezember 2017.

2. Puoti et al., EASL 2017, Poster SAT-233.

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Dieses Arzneimittel unterliegt einer zusätzlichen Überwachung. Angehörige von Gesundheitsberufen sind aufgefordert, jeden Verdachtsfall einer Nebenwirkung zu melden.

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Originalarbeit

Swiss Study to Validate the Mannheimer Craving Scale (MaCS) Fabian Reichenbach1, Yuliya Burren1, Christoph Flückiger2, Hansjörg Znoj3 and Franz Moggi1 1 2 3

University Hospital of Psychiatry and Psychotherapy, University of Bern, Bern, Switzerland Department of Psychology, University of Zürich, Zürich, Switzerland Department of Psychology, University of Bern, Bern, Switzerland

Abstract: Aim: In the research and treatment of Substance Use Disorders (SUDs), craving for alcohol, nicotine, and drugs is an important concept associated with addictive processes, including relapse after treatment. The 12-item Mannheimer Craving Scale (MaCS) has been proved to be an economic, reliable, and valid self-rating instrument across several substances in German samples. The aim of this study was to examine its psychometric characteristics in a Swiss German sample. Method: Overall, 166 patients were recruited from an inpatient SUD treatment program at the University Hospital of Psychiatry in Bern, Switzerland. Results: The internal consistency was high and the test-retest reliability was satisfactory. The total scale and three specific analogue craving measures were highly correlated. Principal component analysis extracted two factors, explaining 62 % of the total variance, and these factors were confirmed through confirmatory factor analysis. However, the two factors correlated highly, and several items loaded on both factors, so that the factor structure was inconclusive. Conclusions: The psychometric characteristics of the MaCS in a Swiss German sample are as good as those characteristics of the German version, suggesting that it is a valid and reliable measure. The MaCS factor structure must be examined on a larger sample that integrates a broader range of SUDs and their severities.

Keywords: Craving, MaCS, questionnaire, factor structure, psychometric characteristics

Schweizer Studie zur Validierung der deutschen Mannheimer Craving Scale (MaCS) Zusammenfassung: Ziel: Für das Verständnis von Störungen durch Substanzkonsum ist subjektiv wahrgenommener Suchtdruck (engl. craving) ein wichtiges psychologisches Konzept. Die zwölf Items umfassende Mannheimer Craving Scale (MaCS) erwies sich in deutschen Stichproben von Patienten mit Konsumstörungen unterschiedlicher psychotroper Substanzen als ökonomische, reliable und valide Selbstbeurteilungsskala allgemeinen Suchtdrucks. Das Ziel dieser Studie ist, deren psychometrische Eigenschaften in einem deutschschweizerischen Patientenkollektiv zu überprüfen. Methode: In der Universitätsklinik für Psychiatrie und Psychotherapie Bern wurde in zwei stationären Programmen für den qualifizierten Entzug von Suchtmitteln bei 166 Patienten mit vorwiegend Alkoholkonsumstörungen als primäre Konsumstörung, aber auch anderen primären oder komorbiden Konsumstörungen neben soziodemographischen und klinischen Merkmalen zusätzlich Daten mit der MaCS erhoben.

Ergebnisse: Die interne Konsistenz der MaCS war hoch (Eintritt: Cronbach’s α = .91; Austritt: α = .88) und die Retest-Reliabilität befriedigend (rtt = .65). Die explorative Hauptkomponentenanalyse extrahierte zwei Faktoren, die 61.74 % der Gesamtvarianz erklärten (Faktor 1 „obsessions“: 49.98 %; Faktor 2 „compulsions“: 11.76 %) und die in der konfirmatorischen Faktoranalyse bestätigt werden konnte (CFI = .949; RMSEA = 0.740; χ2 (50) = 95.27, p < .001). Die beiden Faktoren korrelierten allerdings stark miteinander (r = .86) und mehrere Items luden auf beiden Faktoren so hoch, dass die Zwei-Faktorstruktur nicht schlüssig war und auch eine Ein-Faktorenlösung gültig wäre (CFI = .913; RMSEA = 0.096; χ2 (50) = 128.36, p < .001). Mit einer Ausnahme unterscheidet sich das Ausmass von Suchtdruck nicht zwischen den Substanzklassen. Wie erwartet war der Suchtdruck bei Alkohol als Hauptsubstanzkonsumstörung deutlich niedriger als bei Drogen (Heroin, Kokain, Cannabis u. a.; U = 1154, z = –2.34, p = .009; diskrimiante Validität). Der Gesamtscore der MaCS korrelierte hoch mit den Antworten auf den visuellen Analogskalen zu Häufigkeit und Intensität von Suchtdruck (von r = 49 bis r = .51; p < .001) und moderat mit dem DSM-5 Item zur Erfassung von Craving (r = 41; p < 001; konvergente Validität). Schlussfolgerung: Die psychometrischen Eigenschaften der MaCS sind in Deutschland und der Schweiz sehr ähnlich, so dass für beide Länder ein valides und reliabels Instrument zu allgemeinem Suchtdruck vorliegt. Die Faktorenstruktur muss jedoch noch in einer grösseren Stichprobe mit einem breiteren Spektrum an Substanzkonsumstörungen geprüft werden.

Schlüsselwörter: Suchtdruck, MaCS, Fragebogen, Faktorenstruktur, Psychometrische Merkmale

Introduction “Alcohol is a valued product which has provided important functions for people throughout all history” (Hanson, 1995, p. 1). Peele and Brodsky (2000) reported in a review that there are positive effects of moderate alcohol © 2018 Hogrefe

use (e. g., enhancement of mood, sociability, and social integration). However, alcohol is also attributable to about 3.8 % of all early deaths globally (Rehm et al., 2009), and 7.5 % of people residing in Europe have been diagnosed with an Alcohol Use Disorder (AUD; World Health Organization, 2014a).

SUCHT (2018), 64 (1), 11–20 https://doi.org/10.1024/0939-5911/a000520

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F. Reichenbach et al., Validation of the Mannheimer Craving Scale

A core concept in understanding Alcohol Use Disorders (AUD) is craving (Soyka & Küfner, 2008), which is defined as “a strong desire or urge to use alcohol” (American Psychiatric Association, 2013, p. 491). Craving is primarily a subjective experience (Anton, 1999), but still a multidimensional construct, modulated by individual differences and environmental context (Skinner & Aubin, 2010). Craving is linked to the amount of alcohol consumption and risk of relapse after treatment (Drobes & Thomas, 1999). Bottlender and Soyka (2004) reported in a prospective study that strong craving predicts relapse in abstinent alcohol-dependent patients. Tiffany, Carter, and Singleton (2000) reported that craving was measured only by one item in several important studies on pharmacological interventions for alcohol dependence, making it impossible to calculate a scale’s reliability. One item also limits the extent to which one can detect correlational or experimental effects of craving and alcohol outcomes. According to Sayette et al. (2000), it is theoretically and clinically imperative to measure craving with valid and reliable instruments.

The Obsessive Compulsive Drinking Scale (OCDS) is a well-established, 14-item self-report instrument for measure craving, developed by Anton, Moak, and Latham (1995, 1996); the measure has also been validated in Germany (Mann & Ackermann, 2000; Nakovics, Diehl, Croissant, & Mann, 2008) and Switzerland (Burren, Wapp, Seitz, Ballinari, & Moggi, 2012). The OCDS is an adapted and modified version of the Yale-Brown Obsessive Compulsive Scale for heavy drinking (Y-BOCS-hd; Modell, Glaser, Mountz, Schmaltz, & Cyr, 1992), which is based on the Yale-Brown Obsessive Compulsive Scale (Y-BOCS; Goodman, Price, Rasmussen, Mazure, Delgado, et al., 1989; Goodman, Price, Rasmussen, Mazure, Fleischmann, et al., 1989), a rating instrument for obsessive-compulsive disorders (OCD; World Health Organization, 2014b). In a review, Anton (2000) concluded that the OCDS can be seen as a valid outcome measure as well as a valuable predictive and diagnostic tool.

There are reliable and validated substance-specific instruments available for drugs other than alcohol; for example, the Cocaine Craving Questionnaire (CCQ ; Tiffany, Singleton, Haertzen, & Henningfield, 1993), Heroin Craving Questionnaire (HCQ ; Tiffany, Fields, Singleton, Haertzen, & Henningfield, 1993), Benzodiazepine Questionnaire (BCQ ; Mol et al., 2003), and the Short Form of the Marijuana Craving Questionnaire (MCQ-SF; Heishman et al., 2009). However, some clinical and research situations require information on use of multiple substances, such as alcohol and nicotine addiction, a common comorbidity, with more than 80 % of alcohol-dependent patients also smoking (Batel, Pessione, Maitre, & Rueff, 1995; Donath et al., 2007).

Because of a lack of reliable and valid instruments for craving across several substances, Nakovics, Diehl, Geiselhart, and Mann (2009) adapted and validated the Mannheimer Craving Scale (MaCS) to the language-specific craving behaviors based on the OCDS (Anton et al., 1995, 1996).

The MaCS assesses overall craving across several substances, proving appropriate to measure multiple substance abuse. The MaCS showed high reliability coefficients (.87 < a < .93), with test-retest-reliability values of .45 < rtt < .68; its total score correlated significantly with three analogue scales for the intensity of craving (r = .56), maximum craving (r = .59), and frequency of craving (r = .54).

Nonetheless, the psychometric characteristics of the MaCS have never been tested in the German speaking part of Switzerland, despite the fact that SUD habits might vary across these countries, as well as factors that might or might not impact these indices. The present study examines the psychometric characteristics of the MaCS in a Swiss German sample undergoing residential treatment for Substance Use Disorder (SUD); these include reliability, convergent and discriminant validity, and the factor structure (principal component analysis and confirmatory factor analysis). The present work extends the use of the MaCS to a broader German-speaking population of patients with SUD.

SUCHT (2018), 64 (1), 11–20

Materials and Methods Participants This study was executed at the University Hospital of Psychiatry and Psychotherapy in Bern, a facility that offers two residential treatment programs for SUD patients. Based on the inclusion criteria (see Procedure), 202 patients were invited to participate from 2014 to 2015. Of these, 12 (5.9 %) did not meet the ICD-10 criteria for an SUD (World Health Organization, 2014b, p. 114) and 24 (11.9 %) withdrew informed consent so that they needed to be excluded. In total, 166 (82.2 %) patients were included in the study and gave written informed consent. The study was conducted according to the Swiss Human Research Act (HRA; Swiss Federal Council 2014). All participants understood and spoke German and had been clinically diagnosed with an SUD at admission, according to the ICD-10 (World Health Organization, 2014b, p. 114). On average, patients were 43.2 years old (SD = 11.6), with an age range of 18 to 65 years. Of these patients, 59 % were men (n = 98) and 41 % women (n = 68).

For further demographic characteristics, see Table 1.

The center requires patients to completely abstain from all substances, with the exception of nicotine and caffeine, and to not take non-prescribed medication during treatment. Regular drug tests are performed and any © 2018 Hogrefe

F. Reichenbach et al., Validation of the Mannheimer Craving Scale

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Table 1. Characteristics of the sample.

Main substance of abuse at admission Alcohol (n = 112)

Age (years)

Licit substances (n = 22)

Illicit substances (n = 18)

M/%

SD

M/%

SD

M/%

SD

46.2

10.1

40.7

13.7

34.4

10.4

Sex (%) Men

59.8

59.1

56.2

Women

40.2

40.9

43.8

Length of stay (days)

27.6

25.7

21.2

13.3

25.73

17.5

Employment (%) Full-time job

29.5

22.7

22.6

Part-time job

15.2

9.1

32.3

Unemployed

55.3

68.2

45.1

Highest education obtained (%) Middle/high school

27.2

45.5

40.0

Vocational education

56.3

27.3

30.0

3.9

18.1

13.3

12.6

9.1

16.7

None

1.0

21.4

30.4

Mild

2.0

21.4

8.7

University-entrance diploma College/University Severity of the AUD (%)

Moderate Severe

7.8

7.2

8.7

89.2

50.0

52.2

Note. Licit substances = tobacco, benzodiazepine, and other non-prescribed drugs for medical use; Illicit drugs = cannabis, heroin, cocaine, LSD, ecstasy, amphetamine, and many others. AUD = Alcohol Use Disorder.

substance use results in withdrawal of permission to go out or discharge from the program. Patients left the center for scheduled appointments (e. g., appointments with psychologists or social workers). The center offers a standard inpatient treatment for SUD (e. g., psychotherapy, physiotherapy, music therapy), according to an individualized treatment schedule. A typical treatment lasts between three and six weeks, offering the option to participate in an additional outpatient treatment program for aftercare (Wittchen & Hoyer, 2011).

Procedure The data for this study were obtained from an observational Quality Management study, an ongoing longitudinal naturalistic cohort study on the course of SUD, which started in April 2014. The inclusion criteria for participants were as follows: (1) to have the ability to give informed, voluntary and written consent to participate, (2) to be an inpatient in © 2018 Hogrefe

the hospital wards for SUD, (3) to have the language skills to understand and answer the questions in German, (4) to have the cognitive competence and ability to complete the assessment, and (5) to be aged between 18 and 65 years.

The assessment took place three times a week, in a separate, quiet testing room, lasting 30 to 90 Minutes. In each case, a psychologist led the assessment and explained the procedure. Patients completed the first assessment within seven days after admission and the second assessment within seven days prior to discharge. The questionnaire could be completed on a tablet–computer or on the paperpencil version. Participants were not provided with any compensation for their participation.

Assessments The MaCS is based on the OCDS (Anton et al., 1995, 1996) and the modified German version of the OCDS-G (Nakovics et al., 2008), consisting of 12 items and 4 additional SUCHT (2018), 64 (1), 11–20

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F. Reichenbach et al., Validation of the Mannheimer Craving Scale

items, all of which are not substance-specific (Nakovics et al., 2009). Two items in the original 14-item OCDS, relating to the amount of consumption, were not included. Like the OCDS, the 12-item MaCS can be split into two subscales on obsessive thoughts and compulsive behavior.

The questions pertain to enduring and recurrent thoughts about addictive substances, the compulsive desire to consume addictive substances, and loss of control over that desire. All 12 items have the same polarity, have five possible answers with increasing response intensity, and were coded from 0 to 4. The four additional items are also based on the OCDS and include three visual analogue scales related to average craving, maximum craving, and the frequency of craving during the last seven days. Finally, one item records the duration of abstinence.

Craving was also assessed with an additional item (“Ich habe immer noch einen unwiderstehlichen Wunsch oder das Reissen, Suchtmittel zu konsumieren,” “I still have a craving or a strong desire to consume addictive substances”) that was adapted from the DSM-5 diagnostic criterion for Alcohol-Related Disorders (American Psychiatric Association, 2013, p. 491). The item was coded with increasing intensity from 0 to 4.

ples and entailed a correlation of the MaCS total score at admission and discharge. One sample (n = 47) had a maximum interval period of 28 days between admission and discharge, and the other sample (n = 24) a maximum interval period of 10 days. To measure construct validity, correlations between the MaCS score and the 4 additional items and the adapted DSM-5 item were obtained, and the three consumer groups were compared. To compare the MaCS total scores of the three consumer groups (alcohol, licit drugs, and illicit drugs), a Kruskal-Wallis test was used because the conditions for a one-way between subjects analysis of variance (ANOVA) were not met (no normal distribution). Mann-Whitney tests were used as post hoc tests, to follow up on this finding. A Bonferroni correction was applied so that all effects are reported at a .0167 level of significance.

Statistical Analysis The data were analyzed using the Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) and the program, Analysis of Moment Structures (AMOS), version 23.0 for Windows. The MaCS total score was made up by the sum of the 12 items of the MaCS. Prior to analysis, the MaCS total score was examined for normal distribution. To explore the factor structure of the MaCS, exploratory factor analysis (EFA) with varimax rotation and Kaiser normalization was conducted. Confirmatory factor analysis (CFA) was performed to evaluate the data fit of the two models; the structure of the 2-factor model was guided by theory. The items and the latent variables were arranged according the initial model from Anton et al.

(1995, 1996). A 1-factor model was also conducted to test the unidimensionality of the MaCS scale (Nakovics et al., 2009). For the CFA, AMOS was used. A mock examination showed that the model did not fit the data well when χ2 was significant (Amelang, Bartussek, Stemmler, & Hagemann, 2006). As fit indices, the comparative fit index (CFI) and the root mean square error of approximation (RMSEA) were chosen. A CFI value greater than 0.90 shows a good model fit (Amelang et al., 2006). According to Browne and Cudeck (1992), RMSEA values < 0.05 constitute good fit, values 0.05–0.08 acceptable fit, values 0.08–0.10 marginal fit, and values > 0.10 a poor fit of the model.

Internal consistency was determined through Cronbach’s alpha. Test-retest reliability was analyzed with two subsamSUCHT (2018), 64 (1), 11–20

Results Item Characteristics The 12 items of the MaCS showed small differences in the mean and the standard deviation. The item discrimination power is sufficient and in a good range (Table 2). A Shapiro-Wilk test was used to test for normality of the MaCS total score; W(155) = 0.981, p = .030 was non-normal, indicating that the data were not normally distributed.

Principal Component Analysis (PCA) Results of the orthogonal varimax rotated PCA are presented in Table 2. The Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) measure verified the sampling adequacy for the analysis.

KMO = .90, and all KMO values for individual items were > .83, which is well above the acceptable limit of .5 (Kaiser, 1970). Bartlett’s test of sphericity χ2 (66) = 926.39, p < .001, indicated that correlations between items were sufficiently large for PCA. According to the criterion eigenvalue > 1 (Kaiser, 1960), a 2-factor solution resulted, and the scree test (Cattell, 1966) confirmed the 2-factor solution. The two factors collectively explained 61.74 % (factor 1: 49.98 %, factor 2: 11.76 %) of the variance. According to Anton et al. (1995, 1996), factor 1 could be interpreted as “obsessions” and factor 2 as “compulsions.”

However, the loadings are not as the model suggested.

Item 3 has a stronger loading on the second factor. Moreover, items 10 and 11 loaded on the first factor, instead of the second. Furthermore, it is not clear as to which factor items 9 and 12 loaded on. The content and structure of items 3, 7, and 8 are similar. They can be interpreted as © 2018 Hogrefe

© 2018 Hogrefe

Wenn Sie keine Suchtmittel nehmen, wie viel Ihrer Zeit wird dann von Vorstellungen, Gedanken, Impulsen oder Bildern beansprucht, die etwas damit zu tun haben?

How much of your time when you are not taking addictive substances is occupied by ideas, thoughts, impulses, or images related to consume?

Wie häufig treten diese Gedanken oder Vorstellungen auf?

How frequently do these thoughts occur?

Wie stark werden Ihre berufliche Tätigkeit oder Ihr soziales Verhalten von diesen Vorstellungen, Gedanken, Impulsen oder Bildern beeinflusst? Gibt es etwas, was sie deswegen nicht tun oder nicht können?

How much do these ideas, thoughts, impulses, or images interfere with your social or work (or role) functioning?

Is there anything that you do not or can not do because of them? (If you are not currently working, how much of your performance would be affected if you were working?)

Wenn Sie keine Suchtmittel nehmen, wie sehr leiden Sie dann unter den Vorstellungen, Gedanken, Impulsen oder Bildern, die damit zu tun haben bzw. wie sehr werden Sie dadurch gestört?

How much distress or disturbance do these ideas, thoughts, impulses, or images related to consuming addictive substances cause you when you are not consuming?

Wenn Sie kein Suchtmittel nehmen, wie sehr bemühen Sie sich dann, diesen Gedanken zu widerstehen, sie nicht zu beachten oder Ihre Aufmerksamkeit auf etwas Anderes zu lenken?

How much of an effort do you make to resist these thoughts or try to disregard or turn your attention away from these thoughts as they enter your mind when you are not taking addictive substances?

Wenn Sie kein Suchtmittel nehmen, wie erfolgreich können Sie dann diese Gedanken beenden oder sie zerstreuen?

How successful are you at stopping or diverting these thoughts when you are not taking addictive substances?

Wie stark wird Ihre berufliche Tätigkeit durch die Einnahme von Suchtmitteln beeinflusst? Gibt es etwas, was Sie deswegen nicht tun oder nicht können?

How much does your consumption of addictive substances interfere with your work functioning? Is there anything that you do not or can not do because of your consumption?

Wie stark wird Ihr soziales Verhalten durch die Einnahme von Suchtmitteln beeinflusst? Gibt es etwas, was Sie deswegen nicht tun oder nicht können?

How much does your consumption of addictive substances interfere with your social functioning? Is there anything that you do not or can not do because of your consumption?

Wenn Sie ein Suchtmittel nehmen möchten, aber daran gehindert wären, wie ängstlich oder ungehalten würden Sie dann werden?

If you were prevented from taking addictive substances when you desired, how anxious or upset would you become?

Wie sehr bemühen Sie sich der Einnahme von Suchtmittel zu widerstehen?

How much of an effort do you make to resist consumption of addictive substances?

Wie stark ist Ihr Drang, Suchtmittel zu nehmen?

How strong is the drive to consume addictive substances?

Wie viel Kontrolle haben Sie über Ihren Suchtmittelkonsum?

How much control do you have over the consumption of addictive substances?

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

Item

1.40

156

156

155

1.71

1.43

1.86

1.55

154

156

1.43

1.55

154

150

1.51

153

1.48

1.40

151

155

1.32

1.61

154

155

M

n

Table 2. Mean (M), standard deviation (SD), item-total correlation (rit), and factor loading of the Mannheimer Craving Scale (MaCS)..

1.11

1.11

1.22

1.25

1.17

1.34

1.21

1.34

1.19

1.24

1.19

1.22

SD

.66

.72

.56

.63

.49

.56

.68

.64

.75

.61

.66

.70

rit

0.72

0.78

0.64

0.70

0.55

0.61

0.75

0.71

0.80

0.67

0.74

0.79

1 factor

0.57

0.74

0.65

0.53

0.13

0.16

0.81

0.76

0.69

0.30

0.80

0.73

Factor 1

0.45

0.30

0.17

0.47

0.80

0.87

0.14

0.14

0.41

0.75

0.12

0.30

Factor 2

Rotated 2 factors

F. Reichenbach et al., Validation of the Mannheimer Craving Scale 15

SUCHT (2018), 64 (1), 11–20

Factor 2

Confirmatory Factor Analysis (CFA)

1 factor

“interference in everyday life.” Table 2 shows the loadings for the 1-factor solution, which explains 48.76 % of the variance.

Factor 1

F. Reichenbach et al., Validation of the Mannheimer Craving Scale

Rotated 2 factors

16

5.82 5.96 143 Wann haben Sie zuletzt ein Suchtmittel genommen?

When did you last take addictive substances? (days) A16

SUCHT (2018), 64 (1), 11–20

Reliability

Note. Exploratory factor analysis (EFA) with varimax rotation and Kaiser normalization.

33.22 51.43 151 Wie häufig hatten Sie während der letzten 7 Tage Verlangen nach einem Suchtmittel (den Wunsch danach, während der Zeit, in der sie nicht konsumierten)?

How often during the last 7 days did you experience a craving for addictive substances (that is, the desire for addictive substances while you were not taking them)?(analogue scale) A15

34.09 58.73 153 Denken Sie bitte einmal an den Moment innerhalb der letzten 7 Tage zurück, als das Verlangen nach einem Suchtmittel am stärksten war. Wie stark war dieses Verlangen?

Please try to remember the moment during the last 7 days when your craving for addictive substances was most intense. How strong was the craving that you felt then?(analogue scale) A14

31.44 48.84 155 Wie stark war während der letzten 7 Tage Ihr Verlangen nach Suchtmittel (der Wunsch danach, während der Zeit, in der sie nicht konsumierten) im Durchschnitt?

In general, how was your craving for addictive substances during the last 7 days (that is, the desire for addictive substances while you were not taking them)? (analogue scale)

M n

A13

Item

Table 2. (continued)

SD

rit

To examine the factor structure, two CFAs were calculated.

As proposed by Anton et al. (1995, 1996), a model with two latent variables was evaluated, and so was a model with one latent variable, as proposed by Nakovics et al. (2009).

Because of the above-reported PCA results, residuals were allowed to correlate between items 3, 7, and 8. The CFI of the two-factor model (Figure 1) was equal to .949 and the RMSEA was equal to .074, which supports the fit of the model from marginal to good. The test statistic, χ2 (50) = 95.27, p < .001, indicated that the model and the data did not fit together well enough. The correlation between the factors was .86, suggesting that orthogonal independency was not met. The fit indices of the one factor model (Figure 2) were marginal to good (CFI = .913, RMSEA = .096) and the chi-square statistic (χ2 (51) = 128.36, p < .001) significant. In terms of the chi-square test, the models did not fit the data, but the fit indices indicated adequate fit.

At admission, internal consistency was represented by Cronbach’s α = .91, and .88 at discharge. The test-retest reliability for the 10-day interval was rtt = .65 and .56 for the 28-day interval.

Discriminant Validity The MaCS total score (amount of craving) was significantly affected by the main substance abused, H(2) = 6.1, p < .05.

There were no significant differences between alcohol and licit substances (U = 1049, z = –.22, p = .416) and licit substances and drugs (U = 222, z = –1.94, p = .026). However, when comparing alcohol with illicit substances, the MaCS total score was significantly lower for alcohol abusers than for illicit substance abusers (U = 1154, z = –2.34, p = .009).

Convergent Validity To assess convergent validity, the four additional items and the adapted DSM-5 item were correlated with the MaCS total score. The adapted DSM-5 item, which is derived from the DSM-5 criterion for an AUD, was moderately correlated with the MaCS total score, r = .41, p < .001 (for item, © 2018 Hogrefe

F. Reichenbach et al., Validation of the Mannheimer Craving Scale

e1

MaCS1

e2

MaCS2

ee3

MaCS3

ee4

MaCS4

ee5

MaCS5

ee6

MaCS6

.77 .78 .57 .79

.31

.588

17

ob

.72 .72

.86

.48 488

ee7

MaCS7

ee8

MaCS8

e9

MaCS9

e10

MaCS100 M

e11

MaCS111 M

e12

MaCS122 M

.52 .48 .70 .63

com

.83 .74

see Assessments). The four additional items correlated highly with the MaCS (A13, r = .52, p < .001; A14, r = .51, p < .001; A15, r = .49, p < .001; A16, r = –.27, p = .001; for items A13–A16, see Table 2).

Discussion The present study was designed to examine the psychometric characteristics of the MaCS with a Swiss German sample undergoing residential treatment for SUD. The results indicated that the MaCS has good psychometric characteristics and that can be used on a broader German-speaking population as a valid, reliable, economic (low-cost), and easy-touse instrument in clinical work and research.

According to Nakovics et al. (2009), the structure of the MaCS should be unidimensional. However, the theoretical background of the MaCS is the OCDS (Anton et al., 1995, 1996), where the factor structure is not stable.

Some authors found 4 factors (Bohn, Barton, & Barron, 1996) and others found a stable 2-factors solution (Nakovics et al., 2008). Similarly, the distinction between the 2 factors, “obsessions” and “compulsions,” is not clear in this study. The Kaiser criterion as well as the scree plot pointed to a 2-factor solution, but the loading structure and the explained variance are different. There is one © 2018 Hogrefe

Figure 1. Two-factor model of the MaCS. The arrows from the latent variables to the manifest variables represent the standardized path coefficients. The arrows between the latent variables represent correlation coefficients.

main factor, which explains almost 50 % of the variance, and an additional factor, which explains a relatively small amount of variance (11.76 %). Moreover, the first six items should load on the factor, “obsessions,” but item 3 loaded more strongly on the factor, “compulsions.” In addition, the loadings for factor 2, “compulsions,” differed for many items. Items 9 and 12 loaded almost equally on factor 1 and 2, although they should theoretically load on factor 2. Items 10 and 11 clearly load on factor 1, instead of factor 2. Interestingly, Nakovics et al. (2009) found a similar structure, but did not discuss that result. In their study, item 3 also loaded on “compulsions” and not on “obsessions.” Further, items 10 to 12 loaded on the factor, “obsessions,” instead of “compulsions.”

The test statistic χ2 of both models of the CFA was significant, which means that the data did not fit the model well enough, but the fit indices for both models were in a sufficient range. Additionally, it was necessary to correlate the error variances of items 3, 7, and 8. The 2-factor model had a better fit than did the 1-factor model. However, there was a high correlation between the two factors, suggesting that these factors are not independent from each other.

Regarding the factor structure (PCA and CFA), this study indicates a 2-factor structure, in contrast to Nakovics et al. (2009). The MaCS was adapted from the OCDS, but that does not mean that they must have the same structure, in particular because there is no consensus SUCHT (2018), 64 (1), 11–20

18

F. Reichenbach et al., Validation of the Mannheimer Craving Scale

e1

MaCS1

e2

MaCS2

ee3

MaCS3

.76 .75 .56

.27

.53

ee4

MaCS4

ee5

MaCS5

.71

ee6

MaCS6

.70

.77

.49 .49 49

ee7

MaCS7

ee8

MaCS88

.67

e9

MaCS99

.62

e10

MaCS100 M

MaCS

.45

.78 .67

e11

MaCS111 M

e12

MaCS122 M

Figure 2. One-factor model of the MaCS. The arrows between the latent variables to the manifest variables represent the standardized path coefficients. The arrows between the latent variables represent correlation coefficients.

about the exact structure of the OCDS in the research community. Further, the items of the MaCS are phrased unspecifically in terms of substance, enabling differences in the understanding and meaning of questions for participants. Another explanation could be the heterogeneous and unbalanced sample in terms of substances used, probably shifting the factor structure. However, this is the exact intention of this questionnaire, thus making it difficult to obtain a stable factor structure. In future research, a sample comprising different subsamples of substances is necessary for the examination of the factor structure of the MaCS. The internal consistency (Cronbach’s alpha) of the MaCS was high. Moreover, the test-retest reliability values were also in a good range. As expected, craving decreases during residential treatment (Anton et al., 1996; Demmel & Schröder, 2003), which has an impact on test-retest reliability (lower correlation coefficient). An important restriction using Cronbach’s alpha is that high internal consistency is not evidence for a homogeneous scale or even the unidimensionality of the scale. According to Schmitt SUCHT (2018), 64 (1), 11–20

(1996), internal consistency is certainly necessary, but not sufficient for homogeneity. This has to be considered when discussing the factor structure.

In terms of discriminant validity the lower craving level of alcohol abusers when compared to drug abusers was expected, with Nakovics et al. (2009) having found the same result. In contrast to these authors, only illicit substance abusers were compared to alcohol abusers in this study. Illicit substance abusers were not split into separate groups according to their mainly used illicit substance, because the groups would have been too small to test using inferential statistics.

In terms of convergent validity, this study found lower but still significant correlation coefficients between the MaCS total score and the additional items, compared to those found by Nakovics et al. (2009). An additional indicator of convergent validity is the significant correlation of the MaCS total score and the adapted DSM-5 craving item.

This study has several limitations. First, the subjects were recruited in a residential setting immediately after detoxification. Patients’ craving might differ from that in © 2018 Hogrefe

F. Reichenbach et al., Validation of the Mannheimer Craving Scale

an outpatient setting. Oslin, Cary, Slaymaker, Colleran, and Blow (2009) showed that craving decreases continually during inpatient treatments. Second, this study’s sample might have been selective, representing only substance abusers who seek residential treatment for SUD. Third, due to the fact that some data were not normally distributed, it was not possible to perform an ANOVA; thus, the Mann-Whitney test, which has a lower statistical power, was conducted. Fourth, there were about five times more participants in the sample with an AUD, compared to participants who abused licit or illicit substances, resulting in a higher proportion of AUD participants in all statistical tests. Thus, larger samples of patients might be necessary to cover the full range of SUDs. In addition, due to the relatively small groups of illicit- and licit-use disorder patients, it was not possible to look at every group on its own. Finally, an important factor is the construct of craving itself.

As stated in the introduction, craving is multidimensional and the fact that the MaCS asks patients only about the cognitive dimension of craving does not capture physiological and behavioral dimensions of craving.

Overall, the psychometric characteristics of the MaCS in a Swiss German sample are as good as those characteristics of the German version. This suggests that MaCS is a valid and reliable measure. The MaCS factor structure must be examined on a larger sample that integrates a broader range of SUDs and their severities.

Conclusion for the practice •

•

•

The MaCS has good psychometric characteristics and that can be used on a broader German-speaking population as a valid, reliable, economic (low-cost), and easyto-use instrument in clinical work and research.

The MaCS is a short 12-item self-report measure for assessing the cognitive dimension of craving across several substances, and might facilitate naturalistic research in routine practice and epidemiological studies.

The factor structure of the MaCS suggests two dimensions; however, the exact “obsessions” and “compulsions” dimensions were not fully confirmed in the present Swiss sample.

Acknowledgment The authors thank the patients who participated at the study and the Translational Research Center, Clinical Research, University Hospital of Psychiatry, University of Bern, Bern, Switzerland for support. © 2018 Hogrefe

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Manuscript submitted: 09.06.2017 Manuscript accepted: 12.12.2017 Conflicts of interests: No

Prof. Dr. Franz Moggi University Hospital of Psychiatry and Psychotherapy University of Bern Bolligenstrasse 111 CH-3000 Bern 60 Switzerland franz.moggi@upd.unibe.ch

© 2018 Hogrefe

Originalarbeit

Kognitive Verzerrungen bei pathologischen Sportwettern im Vergleich mit Automatenspielern – eine Analyse unter Anwendung des Gamblers Beliefs Questionnaire Jens Kalke1,2, Sascha Milin2 und Sven Buth1,2 1 2

Institut für interdisziplinäre Sucht- und Drogenforschung (ISD), Hamburg, Deutschland Zentrum für interdisziplinäre Suchtforschung der Universität Hamburg (ZIS), Universitätsklinikum Hamburg-Eppendorf, Hamburg-Eppendorf, Deutschland

Zusammenfassung: Zielsetzung: Aus der internationalen Glücksspielforschung ist bekannt, dass kognitive Verzerrungen mit einer problematischen Glücksspielteilnahme in Beziehung stehen. Spezielle Spielergruppen, die sich nach ihrer favorisierten Glücksspielart unterscheiden, standen dabei bisher jedoch selten im Fokus wissenschaftlicher Untersuchungen. In dieser Studie werden erstmals die kognitiven Verzerrungen bei pathologischen Automatenspielern und Sportwettern dargestellt und in Form eines Gruppenvergleichs analysiert und diskutiert. Methodik: Es werden die Ergebnisse einer (schriftlichen) Befragung von 72 Automatenspielern und 37 Sportwettern dargestellt. Die befragten Personen erfüllen mindestens 5 Kriterien nach DSM-IV. Die Erfassung der kognitiven Erfahrungen erfolgt unter Anwendung des Gamblers Beliefs Questionaire (GBQ). Dieses Instrument beinhaltet zwei Subskalen, die zwischen den Bereichen „Luck/Perseverance“ (Glaube an das persönliche Glück beim Spielen/irrationale Überzeugungen) und „Illusion of control“ (Glaube, den Ausgang des Spiels beeinflussen zu können) differenzieren. Zudem kann der Gesamtscore (Summe aus den Werten der beiden Subskalen) berichtet werden. Für die Prüfung der statistischen Bedeutsamkeit von Unterschieden zwischen beiden Spielergruppen kamen Chi-Quadrat-Tests (bei ordinal skalierten Variablen) oder Varianzanalysen (bei metrischen Variablen) zur Anwendung. Ergebnisse: Die Sportwetter kommen auf einen signifikant höheren Gesamtscore als die Automatenspieler (96,0 zu 81,4), d. h. die kognitiven Verzerrungen sind bei ihnen deutlich ausgeprägter als bei der zweitgenannten Gruppe. Bezogen auf die beiden Sub-Skalen des GBQ ergeben sich sowohl beim persönlichen Glauben an das Glück (56,9 zu 50,7) als auch bei den Kontroll-Illusionen (39,2 zu 30,7) höhere Werte bei den Sportwettern. Schlussfolgerungen: In der Behandlung der Glücksspielsucht sollte die therapeutische Aufarbeitung von kognitiven Verzerrungen eine bedeutsame Rolle spielen. Das gilt insbesondere für pathologische Sportwetter. Gleichfalls sollten präventive Interventionen durchgeführt werden, mit denen der Entstehung von Trugschlüssen über das Glücksspiel und Kontroll-Illusionen vorgebeugt wird.

Schlüsselwörter: Glücksspiel, kognitive Verzerrungen, Gamblers Beliefs Questionaire, Prävention, Hilfe

Cognitive distortions among pathological sports bettors compared with slot machine gamblers – an analysis based on the Gamblers’ Beliefs Questionnaire Abstract: Objective: International gambling research has shown that cognitive distortions correlate with problem gambling. However, studies focussing on specific groups of gamblers which prefer certain forms of gambling are rather scarce. This is the first study to analyse and discuss cognitive distortions among pathological sports bettors and slot machine gamblers in a group comparison. Methods: The article presents the results of paper-and-pencil interviews with 72 slot machine gamblers and 37 sports bettors. The respondents met a minimum of five DSM-IVcriteria. The Gamblers’ Beliefs Questionnaire (GBQ) was used to assess the cognitive experiences of the study participants. This instrument consists of two subscales which distinguish between the domains “luck/perseverance” and “illusion of control“. Furthermore, a global score which represents the total of both subscores can be reported. Statistical significance of differences between the two groups of gamblers was tested using chi-square tests (for ordinal scale variables) or variance analyses (for metric variables). Results: The global score was significantly higher for the sports bettors than for the slot machine gamblers (96.0 vs. 81.4), i. e., cognitive distortions are stronger in this group than in the second group. With regard to the subscales, the sports bettors reach higher scores for both luck/perseverance (56.9 vs. 50.7) and illusion of control (39.2 vs. 30.7). Conclusions: Therapeutic processing of cognitive distortions should play a considerable role in the treatment of pathological gambling.

This is particularly the case for pathological sports bettors. Furthermore, preventive interventions should be implemented in order to avoid the development of erroneous beliefs and illusions of control.

Keywords: Gambling, cognitive distortions, Gamblers’ Beliefs Questionnaire, prevention, treatment

© 2018 Hogrefe

SUCHT (2018), 64 (1), 21–28 https://doi.org/10.1024/0939-5911/a000521

22

Fragestellung und Forschungsstand 3 % der deutschen Bevölkerung schließen mindestens einmal im Jahr eine Wette um Geld auf sportliche Ereignisse ab (Bundeszentrale für gesundheitliche Aufklärung, BZgA, 2016). Hierbei handelt es sich vor allem um Männer (m: 5 %, w: 1 %). Die Bruttospielerträge bei Sportwetten (stationär und online) werden für Deutschland auf über 700 Millionen jährlich geschätzt (Glücksspielaufsichtsbehörden, 2016). In der Werbung von Sportwettanbietern wird zuweilen darauf verwiesen, dass es mit profundem sportbezogenen Wissen möglich sei, Geld zu verdienen. Internationale Studien kommen jedoch zu dem Schluss, dass die Bedeutung von Kenntnissen über Sport für den Erfolg bei Sportwetten überschätzt wird. So zeigten sich in den Untersuchungen von Khazaal et al. (2012) und Huberfeld et al.

(2013) keine nennenswerten Unterschiede, wenn Laien und Sportexperten (Profis) auf den Ausgang von Fußballspielen der WM oder der Champions League tippten. Entsprechend ist in Präventionsprogrammen die Thematisierung des vermeintlichen und tatsächlichen Einflusses von Wissen auf den Erfolg bei Glücksspielen ein wichtiger pädagogischer Baustein (Hayer, 2012; Kalke & Thane, 2010).

Auch beim Automatenspiel kann die Bedeutung eigener Fähigkeiten (Wissen, Spieltechniken) für den Ausgang des Spiels falsch eingeschätzt werden. Solche irrationalen Annahmen können über technische Merkmale der Spielgeräte gefördert werden (früher z. B. über Stopptasten). Darüber hinaus finden sich im Internet (irrationale) Spieltipps für das Automatenspiel, um die persönlichen Gewinnchancen zu erhöhen (z. B. www.spielautomaten.com.de).

Die Spielteilnahme beim gewerblichen Automatenspiel (Spielhallen, Gastronomie) beträgt ebenfalls 3 % (12 Monatsprävalenz, m: 4 %, w: 1 %, BZgA 2016). Die Bruttospielerträge liegen mit 5,3 Milliarden Euro pro Jahr aber wesentlich über denen der Sportwetten (Glücksspielaufsichtsbehörden, 2016).

Aus der Glücksspielforschung ist bekannt, dass kognitive Verzerrungen mit einer problematischen Glücksspielteilnahme in Beziehung stehen (Loo et al., 2016; Steenbergh et al., 2002; Wong & Tsang, 2012). Dabei wird in der Regel unterschieden zwischen Trugschlüssen über das Glücksspielen (z. B. „gambler’s fallacy“) und Kontroll-Illusionen („illusion of control“). Mit der ersten Kategorie sind unrealistische Annahmen über den Verlauf von Glücksspielen gemeint, z. B., dass nach einer Reihe von Verlusten ein Gewinn unmittelbar folgen müsste. Der zweite Terminus bezieht sich auf die (illusorische) Annahme, aufgrund eigener Fähigkeiten das Spielergebnis beeinflussen zu können bzw. das Ergebnis richtig vorauszusehen, beispielsweise durch gutes Sportwissen bei Wetten. Darüber hinaus werden in der internationalen Literatur im Zusammenhang mit dem (pathologischen) Glücksspielen noch andere SUCHT (2018), 64 (1), 21–28

J. Kalke et al., Kognitive Verzerrung bei Glücksspielern

fehlerhafte Denk- und Beurteilungsschemata unter dem Begriff der kognitiven Verzerrungen subsumiert. Hierzu gehören die Repräsentativitätsheuristik (Merkmalen, die Prototypen entsprechen, wird eine höhere Wahrscheinlichkeit zugemessen), Überkonfidenz (Selbstüberschätzung) und die illusorische Korrelation (Annahme von Zusammenhängen, die objektiv nicht bestehen) (Fortune & Goodie, 2012) oder (irrationales) Entscheidungsverhalten wie die hyperbolische Diskontierung (Becker et al., 2013).

Die meisten Studien zu kognitiven Verzerrungen beziehen sich auf den Vergleich von problematischen und/ oder pathologischen Glücksspielern mit Spielern ohne glücksspielbedingte Probleme. Diese Untersuchungen zeigen, dass Personen mit glücksspielbedingen Problemen in einem höheren Maße von fehlerhaften kognitiven Denk- und Entscheidungsmustern betroffen sind (Mitrovic & Brown, 2009; Myrseth et al., 2010; Tang, 2011; Marchetti et al., 2016).

In Deutschland sind bisher nur sehr wenige empirische Untersuchungen zu kognitiven Verzerrungen durchgeführt worden. So beinhalten die BZgA-Glücksspielstudien Befunde zu fehlerhaften Denk- und Beurteilungsschemata (auf Basis des GABS), welche jedoch nicht nach dem Problemstatus differenziert worden sind (BZgA 2016). In der PAGE-Studie ist der GBQ zwar erhoben worden (Meyer et al., 2011); Ergebnisse hierzu sind jedoch bisher nicht veröffentlicht worden.

Spezielle Spielergruppen (differenziert nach der Glücksspielart) stehen auch in den vorliegenden internationalen Studien eher selten im Fokus. Als Ausnahmen können hier die Untersuchungen von Mitrovic & Brown (2009) und Cantinotti et al. (2004) über kognitive Verzerrungen bei Pokerspielern bzw. Sportwettern betrachtet werden.

Es gibt verschiedene Instrumente, mit denen kognitive Verzerrungen bei Glücksspielern systematisch erfasst werden können. In einer Studie von Goodie & Fortune (2013) werden sechs veröffentlichte Instrumente aufgezählt, darunter auch der Gamblers Beliefs Questionnaire (GBQ ) (Steenbergh et al., 2002). Dieses Instrument bietet den Vorteil, dass es zwischen Fehleinschätzungen der Gewinnwahrscheinlichkeit und Kontrollillusionen unterscheidet. Zudem ist es gut validiert – zumindest im englischsprachigen Original – und international recht häufig angewandt worden.

Es liegen bisher einige Studien vor, bei denen mit Hilfe des GBQ der Grad der kognitiven Verzerrungen gemessen worden ist. Steenbergh (2002) hat im Rahmen der Entwicklung dieses Instrumentes bei einer größeren Gruppe von Personen (N = 403), die im Durchschnitt gelegentlich Glücksspiele um Geld spielen, einen Gesamtscore von 54,6 ermittelt (siehe Tabelle 1). Dieser kann als ein Referenzwert für eine unproblematisch spielende Population angesehen werden. MacKillop et al. (2006) haben patho© 2018 Hogrefe

J. Kalke et al., Kognitive Verzerrung bei Glücksspielern

23

Tabelle 1. GBQ-Ergebnisse von verschiedenen Probandengruppen aus internationalen Studien.

Steenbergh et al., 2002

MacKillop et al., 2006

Mitrovic & Brown, 2009

Mitrovic & Brown, 2009

Myrseth et al., 2010

Myrseth et al., 2010

Winfree et al., 2015

Ø 10mal gespielt letzte 12 Monate, mehr als 3 Stunden bei jeder Gelegenheit

Pathologische Glücksspieler nach SOGS

Problematische Pokerspieler nach Canadian Problem Gambling Index

Nicht-Problematische Pokerspieler nach Canadian Problem Gambling Index

Problematische Glücksspieler nach SOGS

NichtProblematische Glücksspieler nach SOGS

(ambulant) behandelte Glücksspieler

Gesamtscore (21 Items)

54,6

89

80,1

62,3

76,7

57,5

Pre: 71,2 Post: 47,0

luck/perseverance (13 Items)

30,2

51

48,8

33,0

46,1

30,1

n. n.

illusion of control (8 Items)

24,4

38

31,3

29,3

30,6

27,4

n. n.

24

24

72

73

93

N

403

logische Glücksspieler befragt und sind dabei auf einen Gesamtscore von 89 gekommen. In der Untersuchung von Mitrovic & Brown (2009) sind problematische und nichtproblematische Pokerspieler im Vergleich befragt worden.

Hierbei ergibt sich ein deutlicher Gruppenunterschied im Gesamtscore von 80,1 zu 62,3. Einschränkend ist für die beiden letztgenannten Studien jedoch die kleine Fallzahl (jeweils N = 24) der einbezogenen pathologischen Spieler zu berücksichtigen. Auch Myrseth et al. (2010) stellen einen großen Unterschied bei den GBQ-Werten fest, wenn Problemspieler (N = 73) und nicht-problematische Spieler (N = 93) miteinander verglichen werden (Gesamtscore: 77 vs. 58). In einer neueren Studie wird berichtet, dass im Rahmen einer ambulanten kognitiven Verhaltenstherapie der Gesamtscore im Pre-/Post-Vergleich von 71,2 auf 47,0 reduziert werden konnte (Winfree et al., 2015).

Studien, in denen mit Hilfe des GBQ kognitive Verzerrungen bei unterschiedlichen Spielergruppen (Problemspielart) untersucht wurden, liegen nach derzeitigem Kenntnisstand nicht vor. Um diese Forschungslücke schließen zu helfen, wird in dem vorliegenden Beitrag erstmals für die problemverursachenden Glücksspielformen „Automatenspiel“ und „Sportwetten“ eine solche vergleichende Analyse durchgeführt.

Methodik Untersuchungsdesign Die hier präsentierten Daten wurden im Rahmen der Studie „Selbstheilung bei pathologischen Glücksspielern“ erhoben (Buth et al., 2014). An dieser Untersu© 2018 Hogrefe

64

chung haben 147 aktuelle pathologische Glücksspieler (PGS) teilgenommen, von denen etwa die Hälfte schon suchtspezifische Hilfen in Anspruch genommen hat. Sie erfüllten mindestens 5 Kriterien nach DSM-IV. Diese Personen sind im Rahmen von telefonischen, schriftlichen und internetgestützten Interviews zu ihrem aktuellen und früheren Spielverhalten, zu glücksspielbezogenen Problemen, zur Inanspruchnahme von Hilfen, zu den Barrieren einer solchen Inanspruchnahme, zu Spielmotiven, zu kognitiven Verzerrungen, zum aktuellen Gesundheitsstatus u. v. m. befragt worden. Die Rekrutierung der Stichprobe erfolgte vorrangig über Anzeigen bzw.

Hinweise zur Studie, welche in Wochenblättern, einer Tageszeitung, in öffentlichen Verkehrsmitteln und in Internetportalen platziert wurden.

Gamblers Beliefs Questionnaire (GBQ) Der Gamblers Beliefs Questionnaire (GBQ ) beinhaltet insgesamt 21 Fragen, die mittels einer Skala von 1 (stimmt gar nicht) bis 7 (stimmt vollkommen) beantwortet werden können. Dabei wird zwischen den Bereichen „Luck/Perseverance“ (Glaube an das persönliche Glück beim Spielen/ irrationale Überzeugungen) mit 13 Items und „Illusion of control“ (Glaube, den Ausgang des Spiels beeinflussen zu können) mit 8 Items unterschieden. Für den GBQ können sowohl die Ergebnisse der beiden einzelnen Sub-Skalen als auch der Gesamtscore berichtet werden. Der Gesamtscore kann einen Höchstwert von 147 erreichen („Luck/Perseverance“ = 91, „Illusion of control“ = 56).

Im Rahmen einer psychometrischen Prüfung des GBQ sind insgesamt 403 Personen (Normalbevölkerung: N = 203; Studenten: N = 200) gebeten worden, den entspreSUCHT (2018), 64 (1), 21–28

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chenden Fragebogen auszufüllen. Die sich daran anschließende Faktorenanalyse verwies auf eine zweifaktorielle Struktur der kognitiven Verzerrungen. Steenbergh et al. (2002) leiteten daraus die beiden Subskalen „Luck/ Perseverance“ und „Illusion of control“ ab. Der GBQ mit allen 21 Fragen zeigt mit einem Cronbachs Alpha von 0,92 eine sehr gute interne Konsistenz. Gleiches gilt für die Sub-Skala I „Luck/Perseverance“ (Cronbachs Alpha = 0,90). Für die Subskala „Illusion of Control“ beträgt Cronbachs Alpha 0,84.

Vom englischsprachigen Original des GBQ liegen inzwischen validierte Fassungen in Spanisch und Chinesisch vor (Winfree et al., 2013; Wong & Tsang, 2012). Ins Deutsche ist der GBQ von Meyer et al. (2011) übertragen und im Rahmen der PAGE-Studie eingesetzt worden. Ergebnisse einer psychometrischen Prüfung des übersetzten Instrumentes liegen bisher jedoch noch nicht vor.

Soziodemografische Merkmale, DSM-IV Es wurden verschiedene demografische Merkmale sowie Informationen zum aktuellen und früheren Spielverhalten der Studienteilnehmer erfasst. Hierzu zählen u. a. das Geschlecht, das Alter, der Migrationshintergrund und die Dauer der Spielprobleme, die in diese Analyse als Auswertungskriterien mit einbezogen worden sind.

Die Schwere der Glücksspielproblematik wurde anhand der DSM-IV-Kriterien für pathologisches Spielen unter Anwendung der Gambling Section des Composite Diagnostic Interview (CIDI 3.0) erfasst. Der deutsche Wortlaut dieses Instruments ist dem Anhang des PAGE-Studienberichts (Meyer et al., 2011; Kapitel 12.2) entnommen worden.

Die zehn DSM-IV-Kriterien für pathologisches Spielen werden im CIDI mit Hilfe von 16 Fragen operationalisiert.

Traten die vorgegebenen glücksspielbezogenen Problemsituationen innerhalb von 12 Monaten vor der Befragung auf, dann ist das entsprechende DSM-IV-Kriterium für die Bestimmung der 12-Monats-Prävalenz pathologischen Spielens einbezogen worden. Erfüllte ein befragter Spieler mindestens fünf der zehn möglichen DSM-IV-Kriterien, so ist er der Gruppe der pathologischen Spieler zugeordnet worden.

Untersuchungsgruppen Bei 109 der 147 aktuellen PGS konnte eine eindeutige Zuordnung zu den beiden Hauptspielformen „Automatenspiel“ (N = 72) und „Sportwetten“ (N = 37) vorgenommen werden. Bei den restlichen 38 Personen handelt es sich entweder um PGS, die diese beiden Glücksspielarten gleichgewichtig spielen, oder um Personen, die andere SUCHT (2018), 64 (1), 21–28

J. Kalke et al., Kognitive Verzerrung bei Glücksspielern

Hauptspielformen angegeben haben (wie beispielsweise Kasinospiele).

Die Bildung der Hauptspielform erfolgte über die Frage „Wenn Sie auf Ihr bisheriges Leben zurückblicken: Welche Bedeutung hatten die folgenden Glücksspiele oder Formen des Wettens für Sie?“ (1 „gar keine Bedeutung“ bis 7 „sehr große Bedeutung“). Jeweils der höchste Wert gilt als Hauptspielform. Auf diese Weise konnten 72 Automatenspieler und 37 Sportwetter identifiziert werden, die in diese vergleichende Analyse eingeflossen sind.

Werden die beiden Vergleichsgruppen nach soziodemografischen Merkmalen (Geschlecht, Alter und Migrationshintergrund) miteinander verglichen, zeigt sich, dass bei den Sportwettern der Anteil der Männer höher ist als bei den Automatenspielern (89 % zu 70 %) (siehe Tabelle 2).

Bei den Sportwettern sind zudem Jüngere (18 bis 30 Jahre) und Personen mit Migrationshintergrund anteilsmäßig stärker vertreten als in der Gruppe der Automatenspieler (49 % zu 31 % bzw. 33 % zu 19 %). Statistisch signifikant werden diese Unterschiede nur beim Geschlecht.

Bei Merkmalen des pathologischen Glücksspielverhaltens kommen beide Gruppen auf einen fast gleichen Durchschnittswert von 7,5 (Automatenspieler) und 7,6 (Sportwetter) erfüllter DSM-IV-Kriterien. Bei den Automatenspielern sind die Spielprobleme durchschnittlich länger vorhanden als bei den Sportwettern (12,6 Jahre zu 8,6 Jahre) – ohne dass dieser Unterschied statistisch signifikant wird.

Statistische Analyseverfahren Sowohl die Datenaufbereitung als auch die statistischen Analysen sind mit dem Statistikprogramm SPSS (Version 15) vorgenommen worden. Die Prüfung von Unterschieden in den Verteilungen der untersuchten Gruppen erfolgte mittels Chi-Quadrat-Tests. Mittelwertunterschiede sind mit Hilfe von t-Tests auf statistische Signifikanz geprüft worden.

Ergebnisse In Tabelle 3 sind die Durchschnittswerte des GBQ für die beiden Untersuchungsgruppen wiedergegeben. Es zeigt sich, dass die Sportwetter auf einen (signifikant) höheren Gesamtscore kommen als die Automatenspieler (96,0 zu 81,4), d. h. die kognitiven Verzerrungen sind bei ihnen deutlich ausgeprägter als bei der zweitgenannten Gruppe.

Bezogen auf die beiden Sub-Skalen des GBQ ergeben sich sowohl beim persönlichen Glauben an das Glück (56,9 zu 50,7) als auch bei den Kontroll-Illusionen (39,2 zu 30,7) höhere Werte bei den Sportwettern. Statistisch signifikant © 2018 Hogrefe

J. Kalke et al., Kognitive Verzerrung bei Glücksspielern

25

unterscheiden sich die beiden Gruppen aber nur in Bezug auf die Skala „Illusion of Control“. Auch nach Durchführung einer Varianz-Analyse, bei welcher das Geschlecht kontrolliert wird, sind die Unterschiede zwischen den beiden Spielformen statistisch signifikant.

Werden in einem nächsten Schritt die Durchschnittswerte der 21 einzelnen Items des GBQ zwischen den Automatenspielern und Sportwettern verglichen, ergibt sich, dass im Erfassungsbereich „Luck“ nur zwei von 13 Items signifikante Unterschiede zwischen den Gruppen aufwei-

Tabelle 2. Charakteristika Automatenspieler und Sportwetter.

Automatenspieler % (N)

Sportwetter % (N)

Signifikanzen

Geschlecht Frauen

29,6 % (21)

10,8 % (4)

Männer

70,4 % (50)

89,2 % (33)

71

37

18 bis 30 Jahre

31,4 % (22)

48,6 % (18)

31 bis 45 Jahre

31,4 % (22)

35,1 % (13)

46 Jahre und älter

37,1 % (26)

16,2 % (6)

70

37

Ja

19,4 % (14)

33,3 % (12)

Nein

80,6 % (58)

66,7 % (24)

72

36

5–7 Kriterien

50,0 % (36)

48,6 % (18)

8–10 Kriterien

50,0 % (36)

51,4 % (19)

N

*

Alter

N

n. s.

Migrationshintergrund

N

n. s.

DSM-IV (aktuell)

Ø

7,5 Kr.

N

n. s.

7,6 Kr.

n. s.

72

37

bis 5 Jahre

38,8 % (26)

42,9 % (15)

6 bis 15 Jahre

31,3 % (21)

45,7 % (16)

länger als 15 Jahre

29,9 % (20)

11,4 % (4)

Ø

12,6 J.

Dauer der Spielprobleme

N

n. s.

8,6 J.

67

n. s.

35

Signifikanz (Chi-Square, t-Test): * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001.

Tabelle 3. GBQ nach Hauptspielform.

Gesamt-Score

SD

Sig.

Luck-Skala

SD

Sig.

IoC-Skala

SD

Sig.

N

Automatenspieler

81,4

26,8

**

50,7

16,4

n. s.

30,7

11,9

***

72

Sportwetter

96,0

20,5

56,9

14,2

39,2

8,7

37

Signifikanz (t-Test): * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001.

SD: Standardabweichung IoC: Illusion of Control

© 2018 Hogrefe

SUCHT (2018), 64 (1), 21–28

26

sen. Beide beinhalten kognitive Verzerrungen, die auf den Irrglauben an einen langfristigen finanziellen Erfolg des Glücksspielens Bezug nehmen. Die Sportwetter zeigen diesbezüglich signifikant höhere Werte als die Automatenspieler (siehe Tabelle 4).

J. Kalke et al., Kognitive Verzerrung bei Glücksspielern

Im Bereich der Kontroll-Illusionen liegen dagegen bei sechs der acht abgefragten Items signifikant höhere Werte bei den Sportwettern vor. Am größten sind die Unterschiede bei den Items „mein Wissen und Können beim Glücksspiel beeinflussen die Wahrscheinlichkeit, dass ich Geld

Tabelle 4. Einzel-Items GBQ nach Automatenspieler und Sportwetter (Skala von „stimmt überhaupt nicht“ (1) bis „stimmt vollkommen“ (7)).

Automatenspieler

SD

Sportwetter

SD

Sig.

Wenn ich beim Spielen Geld verliere, sollte ich versuchen, es zurückzugewinnen.

5,4

1,7

5,7

1,7

n. s.

Wenn ich beim Spielen knapp verliere oder es Phasen gibt, in denen ich fast gewinne, werde ich daran erinnert, dass ich gewinnen werde, wenn ich weiterspiele.

5,2

1,9

5,6

1,7

n. s.

Wenn ich beim Spielen dabei bin zu verlieren, sollte ich weitermachen, weil ich mir keinen Sieg entgehen lassen will.

4,9

1,9

4,7

1,8

n. s.

Glücksspiel ist für mich die beste Art etwas Aufregendes zu erleben.

4,8

1,9

4,9

2,0

n. s.

Wenn ich beim Spielen verliere, sind meine Verluste nicht so schlimm, wenn ich es den mir nahestehenden Menschen nicht erzähle.

4,4

2,3

4,7

2,0

n. s.

Diejenigen, die nicht viel spielen, verstehen nicht, dass Spielerfolg Hingabe und eine Bereitschaft etwas Geld zu investieren erfordert.

4,4

2,1

4,6

2,0

n. s.

Es spielt keine Rolle, woher ich das Geld zum Spielen bekomme, weil ich gewinnen und es zurückzahlen werde.

3,5

2,2

4,1

2,2

n. s.

Auch wenn ich mit meiner Strategie oder meinem Plan für das Spiel vielleicht gerade verliere, muss ich diese Strategie oder diesen Plan beibehalten, weil ich weiß, dass es mir letztendlich helfen wird.

3,5

2,1

4,0

2,0

n. s.

Ich sollte bei der gleichen Option bleiben, selbst wenn sie in letzter Zeit nicht drangekommen ist, weil sie bestimmt gewinnen wird.

3,4

2,1

4,0

1,9

n. s.

Wenn ich mit dem Spielen weitermache, wird es sich letztendlich auszahlen und ich werde Geld machen.

3,2

2,2

4,4

2,0

**

Es gibt bestimme Dinge, die ich beim Spielen mache (z. B. eine bestimmte Anzahl von Malen klopfen, einen „Glückspfennig“ in der Hand haben, Daumen drücken), die die Wahrscheinlichkeit erhöhen, dass ich gewinne.

3,0

2,3

3,2

2,2

n. s.

Meine Vorhersagen darüber, wann sich ein Sieg ereignet, sind ziemlich exakt.

2,9

1,9

3,6

1,7

n. s.

Langfristig werde ich beim Glücksspiel mehr Geld gewinnen als verlieren.

2,1

1,9

3,4

2,1

**

Ich sehe Glücksspiel als eine Herausforderung an.

4,6

2,0

5,4

1,8

*

Ich sollte die Übersicht über vorangegangene erfolgreiche Strategien behalten, um so herauszufinden, wie ich in der Zukunft spielen sollte.

4,4

2,0

5,4

1,5

*

Mein Wissen und Können beim Glücksspiel beeinflussen die Wahrscheinlichkeit, dass ich Geld machen werde.

3,4

2,2

5,4

1,5

***

Glücksspiel ist mehr als reines Glück.

4,1

2,3

5,2

1,7

*

Meine Entscheidungen oder Handlungen wirken sich auf das Spiel, bei dem ich gesetzt habe, aus.

4,0

2,1

4,8

2,1

n. s.

Meine Siege beim Glücksspiel zeugen davon, dass ich über Können und Wissen im Bereich des Glücksspiels verfüge.

3,6

2,1

4,8

2,0

**

Ich habe mehr Können und Wissen im Bereich des Glücksspiels als die meisten Leute, die spielen.

2,9

1,8

4,6

1,6

***

3,7

2,3

3,6

2,1

n. s.

Luck

Illusion of control

Ich habe eine „Glückstechnik“, die ich beim Spielen anwende.

N

72

37

Signifikanz (t-Test): * p<0,05; ** p<0,01; *** p<0,001.

SD: Standardabweichung.

SUCHT (2018), 64 (1), 21–28

© 2018 Hogrefe

J. Kalke et al., Kognitive Verzerrung bei Glücksspielern

machen werde“ (5,4 zu 3,4) und „ich habe mehr Können und Wissen im Bereich des Glücksspiels als die meisten Leute, die spielen“ (4,6 zu 2,9).

Diskussion Bei der vorliegenden Arbeit handelt es sich um die erste Studie, bei der kognitive Verzerrungen in Abhängigkeit von der Hauptproblemspielart (Sportwetten vs. Geldspielautomaten) miteinander verglichen werden. Auffällig ist dabei vor allem der hohe GBQ-Gesamtwert bei den Sportwettern, welcher sich insbesondere aus den Kontroll-Illusionen ergibt. Somit zeigt sich die Annahme bestätigt, dass Sportwetter meinen, aufgrund ihres Wissens über Sport eine deutlich höhere Gewinnchance zu besitzen.

Auch bei der Studie von Myrseth et al. (2010) wurden hohe GBQ-Werte bei den Kontroll-Illusionen für (so genannte) Skill-Games-Spieler ermittelt.

Die GBQ-Werte für die Automatenspieler liegen sowohl bezogen auf den Gesamt-Score als auch für die beiden Subskalen unter denen der Sportwetter. In Bezug auf die Luck-Skala ist dieser Befund durchaus überraschend.

Wäre doch hier aufgrund der mangelnden Einflussmöglichkeiten der Spieler, den Ausgang des Automatenspiels zu verändern, anzunehmen, dass dem Glauben an das Glück eine größere Bedeutung beigemessen wird als bei den Sportwettern. Andererseits ist bekannt, dass emotional vulnerable Personen häufig das Automatenspiel bevorzugen, weil es sich offensichtlich gut dazu eignet, bestehende psychische, soziale oder finanzielle Probleme zumindest für die Zeit des Spielens zu verdrängen (Blaszczynski & Nower, 2002). Die eigentliche Funktion kognitiver Verzerrungen – nämlich trotz anhaltender finanzieller Verluste weiter am Glücksspiel teilzunehmen – ist für diese Gruppe offensichtlich von vergleichsweiser geringer Bedeutung, da das eigentliche Spielmotiv nicht der Geldgewinn, sondern die Möglichkeit zur Dissoziation darstellt (Jacobs, 1986).

Während die höheren Ausprägungen der KontrollIllusionen für die in dieser Studie untersuchten Sportwetter zu erwarten waren, sind die hohen Werte bezüglich der Luck-Skala durchaus überraschend. Möglicherweise kommt hierin ein sich wechselseitiges Hochschaukeln von Kontroll-Illusionen und falschen Vorstellungen zu den Gewinnwahrscheinlichkeiten zum Ausdruck. Bleiben beispielsweise trotz bestehenden Wissens über den Sport die erhofften Gewinnsituationen aus, so können Aberglaube und verzerrte Einschätzungen zu den Gewinnwahrscheinlichkeiten dazu beitragen, dennoch das Wetten fortzusetzen. In der Folge wird die Beschäftigung mit dem Sport nochmals intensiviert, verbunden mit der © 2018 Hogrefe

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Hoffnung, die Chancen für eine korrekte Vorhersage des Ausgangs von Sportereignissen bedeutsam gesteigert zu haben. Begleitet wird dieser Prozess durch eine verzerrte Interpretation von Gewinn- und Verlusterlebnissen. So genannte Fast-Gewinne, also Spiele, die nur „knapp“ verloren wurden, werden nicht mehr als Verlust wahrgenommen, sondern zu einem Hinweis umgedeutet, dass der reale Gewinn kurz bevorsteht. Ähnlich verhält es sich mit der Bewertung vieler kleinerer Gewinne, welche aufgrund der Ausblendung der oftmals ungleich höheren Verluste, dazu führt, dass diese als Vorboten eines größeren Gewinns aufgefasst werden. Diese gefilterte Wahrnehmung und Interpretation von Spielereignissen hat zum einen zur Folge, dass die betroffenen Personen einen häufig wiederkehrenden Zustand emotionaler Erregung erfahren, der – aufgrund der Erwartung eines Gewinns – als angenehm empfunden wird. Da die häufiger auftretenden Verluste kognitiv verdrängt werden, fehlt ein entsprechendes Korrektiv. Parallel zu dieser Entwicklung manifestieren sich die glücksspielbezogenen kognitiven Verzerrungen. Mit der Zeit kommt es zu einer Wechselwirkung dieser beiden Prozesse (Sharpe, 2002). Die vielfältigen irrationalen Überzeugungen und KontrollIllusionen sorgen dafür, dass das Niveau der Erregung dauerhaft hochgehalten werden kann. Gleichzeitig forcieren solche Erregungszustände die Entwicklung, Steigerung und Persistenz der Denkfehler. In der Summe sorgen sie dafür, dass der Drang bzw. die Lust zu spielen, aufrechterhalten wird.

Wenn es gelingt, die kognitiven Verzerrungen durch suchtpräventive und Hilfemaßnahmen zu reduzieren, dann wäre auch eine Absenkung des Erregungsniveaus beim Spielen sowie eine realistischere Bewertung von Gewinn- und Verlustsituationen möglich. Der Prozess der Loslösung von der Spielsucht sollte demnach auch immer eine deutliche Reduktion der kognitiven Verzerrungen beinhalten (Fortune & Goodie 2012). Dass dieses im Rahmen eines ambulanten Settings möglich ist, zeigt die Studie von Winfree et al. (2015). Für den deutschsprachigen Raum ist hier jedoch noch ein großer Forschungs- und Entwicklungsbedarf vorhanden.

Limitationen Eine Validierung der deutschsprachigen Version des GQB steht noch aus. Es könnte sein, dass in der deutschen Übersetzung die Trennschärfe zwischen einzelnen Items beider Erfassungsbereiche nicht immer gegeben ist. Ferner kann nicht eingeschätzt werden, inwieweit es sich um repräsentative Stichproben pathologischer Sportwetter und Automatenspieler handelt. Vergleichsdaten aus Deutschland liegen hierzu bisher nicht vor.

SUCHT (2018), 64 (1), 21–28

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Schlussfolgerungen für die Praxis In der Behandlung der Glücksspielsucht sollte die therapeutische Aufarbeitung von kognitiven Verzerrungen eine bedeutsame Rolle spielen. Das gilt insbesondere für pathologische Sportwetter.

Gleichfalls sollten präventive Interventionen durchgeführt werden, mit denen der Entstehung von Trugschlüssen über das Glücksspiel und Kontroll-Illusionen vorgebeugt wird. Ein günstiges Setting hierfür wären Sportvereine, weil hier besonders viele Sportwetter zu erreichen sind.

Ferner sollte die Werbung von Glücksspielanbietern derart gestaltet sein, dass damit keine Kontroll-Illusionen gefördert werden.

Danksagung, Finanzierung Die dieser Untersuchung zugrundeliegende Studie „Selbstheilung bei pathologischen Glücksspielern“ wurde vom Bundesministerium für Gesundheit (BMG) finanziell gefördert. Ein Interessenkonflikt besteht nicht.

Literatur Becker, T., Wöhr, A. & Tsarouha-Wiesmann, M. T. (2013). Kognitive Irrtümer, Diskontierungsverhalten und die Rolle des Geldes. In S. Buth, J. Kalke & J. Reimer (Hrsg.), Glücksspielsuchtforschung in Deutschland (S. 177–198). Freiburg im Breisgau: Lambertus.

Blaszczynski, A. & Nower, L. (2002). A pathways model of problem and pathological gambling. Addiction, 97, 487–499.

Bundeszentrale für gesundheitliche Aufklärung (BZgA). (2016).

Glücksspielverhalten und Glücksspielsucht in Deutschland.

Ergebnisse des Surveys 2015 und Trends. Köln: BZgA. Buth, S., Milin, S., Mollenhauer, S. & Kalke, J. (2014). Selbstheilung bei pathologischen Glücksspielern. Eine empirische Untersuchung zu den Möglichkeiten, mit Hilfe von Spielerschutzmaßnahmen Selbstheilungsprozesse zu initiieren und zu fördern (Abschlussbericht). Hamburg: ISD-Hamburg.

Cantinotti, M., Ladouceur, R. & Jacques, C. (2004). Sports betting: Can gamblers beat randomness? Psychology of Addictive Behaviors, 18, 143–147.

Fortune, E. E. & Goodie, A. S. (2012). Cognitive distortions as a component and treatment focus of pathological gambling: A review.

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Manuskript eingereicht: 24.03.2017 Manuskript angenommen: 20.12.2017 Interessenskonflikt: Nein Dr. Jens Kalke Institut für interdisziplinäre Sucht- und Drogenforschung (ISD, Hamburg) Lokstedter Weg 24 20251 Hamburg Deutschland j.kalke@isd-hamburg.de © 2018 Hogrefe

Originalarbeit

„Be Smart – Don’t Start“: Untersuchung langfristiger Effekte eines schulbasierten Präventionsprogramms Reiner Hanewinkel, Barbara Isensee und Matthis Morgenstern Institut für Therapie- und Gesundheitsforschung, IFT-Nord gGmbH, Kiel, Deutschland

Zusammenfassung: Zielsetzung: Zur Beeinflussung der sozialen Norm verpflichten sich beim schulischen Nichtraucherwettbewerb „Be Smart – Don’t Start“ Schulklassen für 6 Monate nicht zu rauchen. Ziel der Studie war, die langfristige Wirksamkeit des Wettbewerbs zu untersuchen. Methodik: 2006 nahmen 3.490 Schüler der 7. Klassenstufe aus 84 Schulen des Landes Sachsen-Anhalt an einer cluster-randomisierten Begleitstudie teil. Diese Stichprobe wurde 2015, neun Jahre nach der Eingangserhebung, erneut kontaktiert und zu ihrem Rauchverhalten befragt. Endpunkte der Untersuchung waren Nierauchen, tägliches Rauchen, Rauchbeginn und Rauchstopp. Ergebnisse: 58 Schulen (69,0 %) erklärten sich zur Teilnahme an der Folgeuntersuchung bereit. Daraus resultierten 688 (19,7 %) Fragebogen von ehemaligen Schülern, die der Eingangserhebung zugeordnet werden konnten (mittleres Alter in 2015: 21,2 Jahre). Personen mit niedrigerem Risiko für das Rauchen wurden bei der Nachuntersuchung häufiger erreicht. Es zeigte sich darüber hinaus, dass in der Kontrollgruppe überzufällig häufig Gymnasiasten erreicht wurden. Nahezu alle Analysen wiesen auf numerisch günstigere Werte in der Interventions- im Vergleich zur Kontrollgruppe hin; dieser Unterschied wurde für den Rauchstopp auch statistisch bedeutsam. Schlussfolgerungen: Aufgrund der geringen Stichprobengröße sowie der differentiellen Attrition sind Schlussfolgerungen zu langfristigen Effekten einer Wettbewerbsteilnahme nur mit großer Vorsicht zu ziehen.

Schlüsselwörter: Rauchen, schulbasierte Prävention, Längsschnittstudie, selektive Attrition

Long-term effects of a school-based prevention program Abstract: Aims: With the aim to influence social norms, school classes participating in the non-smoking competition “Be Smart – Don’t Start” commit themselves to abstain from smoking for six months. The aim of the study was to investigate the long-term effectiveness of this preventive measure. Methods: In 2006 a total of 3,490 7th graders from 84 schools of the German State Saxony-Anhalt took part in a cluster-randomized study to test the effectiveness of the competition. This sample was contacted again in 2015, nine years after baseline, and surveyed about their smoking behavior. The endpoints of the study were never smoking, daily smoking, initiation of smoking, and smoking cessation. Results: Fifty-eight schools (69.0 % of the initial sample) were willing to participate in the follow-up, resulting in 688 (19.7 %) student questionnaires that could be matched with baseline data (mean age in 2015: 21.2 years). Participants with a low risk for smoking had a higher likelihood to be reached at follow-up. Furthermore, participants from Gymnasium schools were more frequently reached in the control group. In almost all analyses, there was a numerical difference in favor of the intervention group in terms of smoking behavior; for the quit date this difference was statistically significant. Conclusions: Due to the small sample size and the selective attrition, general conclusions about the long-term effects of the participation in the competition can only be drawn with great caution.

Keywords: Smoking, school-based prevention, longitudinal study, selective attrition

Einleitung Nach der „Global Burden of Disease Study“ ist das Rauchen der weltweit bedeutsamste Risikofaktor für Krankheitslast und Mortalität (Abajobir et al., 2017). So eindeutig die Befundlage im Hinblick auf die Auswirkungen des Tabakkonsums ist, so wenig eindeutig ist die Antwort auf die Frage, wie der Konsum in der Bevölkerung systema© 2018 Hogrefe

tisch verringert werden kann. Eine Klassifikation unterteilt dabei Maßnahmen in verhältnis- und verhaltenspräventive Maßnahmen. Verhältnispräventive Maßnahmen sehen eine Veränderung der Umwelt vor (z. B. Verfügbarkeit und Preis), verhaltenspräventive Maßnahmen fokussieren hingegen auf das Individuum und versuchen das Gesundheitsverhalten der Bevölkerung unmittelbar zu verändern. Verhaltenspräventive Maßnahmen sind häufig SUCHT (2018), 64 (1), 29–40 https://doi.org/10.1024/0939-5911/a000522

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primärpräventive Maßnahmen, setzen also bestenfalls in frühen Lebensjahren an, wenn sich das gesundheitsschädigende Verhalten noch gar nicht gezeigt hat oder sich gelernte Verhaltensmuster noch nicht stabilisiert haben (Middeke, 2006).

Die jüngste Cochrane-Analyse zu den Wirkungen schulbasierter Präventionsprogramme zur Verhütung des Rauchens identifizierte systematisch randomisiert-kontrollierte Untersuchungen, bei denen die Schülerinnen und Schüler, Klassen oder ganze Schulen zufällig mindestens einer Interventions- und einer Kontrollbedingung zugeordnet wurden und darüber hinaus ein Nachuntersuchungszeitraum von einem halben Jahr oder länger realisiert werden konnte (Thomas, McLellan, & Perera, 2013).

134 Studien mit 428.293 Teilnehmerinnen und Teilnehmern erfüllten die Einschlusskriterien. Empirische Evidenz für eine langfristige Wirksamkeit fand sich nicht durchgängig in allen Studien. Effekte konnten vor allem durch Maßnahmen der Kompetenzförderung und durch die Beeinflussung sozialer Normen erzielt werden (Onrust, Otten, Lammers, & Smit, 2016).

Der Wettbewerb für rauchfreie Schulklassen „Be Smart – Don’t Start“, wird seit dem Schuljahr 1997/98 in Deutschland umgesetzt und setzt an der sozialen Norm an. Im Rahmen dieser Präventionsmaßnahme entscheiden sich Schulklassen im Sinne des Kontraktmanagements, über einen Zeitraum von sechs Monaten nicht zu rauchen. Anschließend haben erfolgreiche Schulklassen die Möglichkeit, in einer Verlosung Preise zu gewinnen.

Seit Beginn der Umsetzung in Deutschland haben 166.307 Klassen mit über 4,3 Millionen Schülerinnen und Schülern an dem Programm teilgenommen. „Be Smart – Don’t Start“ wurde umfassend evaluiert. Es wurden Studien zur Prozess- (Wiborg & Hanewinkel, 2001) und Ergebnisevaluation (Hanewinkel & Wiborg, 2002, 2003b; Hanewinkel, Wiborg, Isensee, Nebot, & Vartiainen, 2006; Isensee & Hanewinkel, 2007; Isensee et al., 2012; Josendal, 2003; Schulze, Mons, Edler, & Pötschke-Langer, 2006; Wiborg & Hanewinkel, 2002; Wiborg, Hanewinkel, & Kliche, 2002), zur Dissemination (Hanewinkel, 2007; Hanewinkel & Wiborg, 2003a), KostenNutzen-Effizienz (Hoeflmayr, 2006; Hoeflmayr & Hanewinkel, 2008) sowie zu möglichen iatrogenen Effekten (Hanewinkel, Isensee, Maruska, Sargent, & Morgenstern, 2010) durchgeführt. Weitere Studien zur Wirksamkeit eines schulbasierten Nichtraucherwettbewerbs wurden in den Ländern Finnland (Vartiainen, Saukko, Paavola, & Vertio, 1996), Jordanien (Al-Sheyab, Alomari, Shah, & Gallagher, 2016; Al-Sheyab, Khader, Shah, Roydhouse, & Gallagher, 2017), den Niederlanden (Crone et al., 2003), der Schweiz (Stucki, Kuntsche, Archimi, & Kuntsche, 2014) sowie der Tschechischen Republik (Hruba, Zachovalova, Matejova, & Dankova, 2007) realisiert.

SUCHT (2018), 64 (1), 29–40

R. Hanewinkel et al., „Be Smart – Don’t Start“

Insgesamt weisen die vorliegenden Studien darauf hin, dass „Be Smart – Don’t Start“ auf eine hohe Akzeptanz bei Lehrkräften und Schülerinnen und Schülern stößt, Einstieg und Progression des Rauchens verzögern kann, keine negativen Nebenwirkungen wie das Auftreten von Mobbing provoziert und ein positives Kosten-NutzenVerhältnis aufweist. Eine Metaanalyse (Isensee & Hanewinkel, 2012), in die fünf Studien mit insgesamt 16.302 Schülerinnen und Schüler eingegangen sind, ergab für die Wettbewerbsbedingung im Vergleich zur Kontrollbedingung ein gepooltes signifikantes Relatives Risiko, in der Katamnese zu rauchen, von 0,86. Dies entspricht einer Number Needed to Treat von 23,4 und bedeutet, dass bei Teilnahme einer Klasse am Wettbewerb ein Schüler für die Dauer von bis zu zwei Jahren von dem Experimentieren mit dem Rauchen abgehalten werden kann.

Auf Basis dieser Befunde sowie der Reichweite von „Be Smart – Don’t Start“ hat das Deutsche Krebsforschungszentrum für das Jahr 2012 ermittelt, dass durch die Maßnahme in Deutschland bei knapp 11.000 Jugendlichen ein Raucheinstieg vermieden werden konnte (Schaller, Braun, Viarisio, & Pötschke-Langer, 2014).

Der Nachuntersuchungszeitraum der vorliegenden Wirksamkeitsstudien des Nichtraucherwettbewerbs variiert zwischen sechs und 24 Monaten nach Ende der Intervention.

Von daher sind Aussagen zu kurz- und mittelfristigen Effekten möglich, es fehlen allerdings Studien, die die langfristige Wirksamkeit bis ins junge Erwachsenenalter untersuchen. Diese Fragestellung war Gegenstand der vorliegenden Untersuchung.

Methode 2006 nahmen 3.490 Schüler der 7. Klassenstufe aus 84 Schulen des Landes Sachsen-Anhalt an einer cluster-randomisierten Studie zur Prüfung der kurz- und mittelfristigen Wirksamkeit des Nichtraucherwettbewerbs „Be Smart – Don’t Start“ teil (Isensee et al., 2012). 2015, neun Jahre nach der Eingangserhebung und 8,5 Jahre nach Ende der Intervention, wurde diese Kohorte erneut kontaktiert.

Im Rahmen der Datenerhebung des Jahres 2006 wurden von den Schülerinnen und Schülern aus datenschutzrechtlichen Gründen keine personenbezogenen Daten erfasst. Somit bestand keine Möglichkeit der unmittelbaren Kontaktaufnahme. Aus der Ursprungsstudie lagen allerdings die folgenden Strukturdaten vor: (1) Name und Adresse der teilnehmenden Schule, (2) Jahrgangsstufe und Name der teilnehmenden Klasse, (3) Untersuchungsbedingung (Intervention vs. Kontrolle). Diese Informationen wurden herangezogen, um mit Unterstützung der Schulen, die die Adressdaten ihrer Schülerinnen und © 2018 Hogrefe

R. Hanewinkel et al., „Be Smart – Don’t Start“

Schüler über den Zeitraum ihres Schulbesuchs hinaus archivieren müssen, die ehemaligen Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer zu kontaktieren.

Das Forschungsvorhaben wurde von Ethikkommission der Deutschen Gesellschaft für Psychologie als „ethisch unbedenklich“ eingestuft, von der zuständigen Schulaufsichtsbehörde genehmigt und unter der Identifikationsnummer DRKS00007857 im Deutschen Register Klinischer Studien registriert.

Prozedur Ab Februar 2015 wurden alle Schulleitungen der ursprünglichen 84 Studienschulen schriftlich eingeladen, an der Folgestudie teilzunehmen, und ausführlich über die Studienziele informiert. Schulen, die auf die Einladung nicht reagierten, wurden persönlich angerufen und, sofern möglich, der konkrete Ablauf des Vorhabens besprochen. Auf Wunsch konnten Schulen auch ein persönliches Treffen oder einen Kurzvortrag zum Projekt erhal-

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ten. Die Motivation der Schulleitungen und des anderen Schulpersonals wurde auf drei Wegen gesteigert: (1) Es wurde ein finanzieller Anreiz pro teilnehmender Klasse in Aussicht gestellt, (2) es fielen keinerlei Materialkosten für die Schulen an, (3) den Schulen wurde persönliche Unterstützung bei der Adressrecherche zugesagt. Eine Zusage zur Studie erfolgte in der Regel schriftlich.

Teilnehmende Schulen verschickten ein umfangreiches Materialpaket an die Eltern der ehemaligen Schülerinnen und Schüler. Das Paket enthielt einen Brief der Schulleitung mit der Bitte an die Eltern, sich an der Untersuchung zu beteiligen, eine Studienmappe für die Eltern sowie einen vorfrankierten Briefumschlag, den die Eltern an ihre Kinder schicken sollten. Dieser wiederum enthielt eine Studienmappe für das nunmehr erwachsene Kind, den eigentlichen Fragebogen sowie einen vorfrankierten Rücksendeumschlag.

Abbildung 1 veranschaulicht die postalische Kontaktaufnahme durch die Schulen.

Bei Schulen, die aufgrund nicht mehr vorliegender Daten absagten, sowie bei mittlerweile aufgelösten Schulen

Abbildung 1. Organisation der schriftlichen Kontaktaufnahme der ehemaligen Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer durch die Schulen.

© 2018 Hogrefe

SUCHT (2018), 64 (1), 29–40

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wurde in Schulämtern, Archiven und anderen Schulen nach Kontaktdaten ehemaliger Schülerinnen und Schüler recherchiert. Über den postalischen Versand hinaus wurden intensiv neue Medien genutzt und gezielte Anzeigen auf Facebook und Instagram geschaltet. Diese Anzeigen enthielten einen Link, der das Ausfüllen des Fragebogens online ermöglichte. Weitere Wege der Erreichung der ehemaligen Studienteilnehmer beinhalteten die Recherche auf Webseiten der Schulen, die Kontaktierung von EhemaligenVereinen und Jahrganstreffen, Recherchen auf einschlägigen Internetseiten wie „Stay friends“ sowie Anzeigen in „ebay Kleinanzeigen“ und Lokalzeitungen. Jeder Studienteilnehmer erhielt für das Ausfüllen des Fragebogens eine Aufwandsentschädigung in Höhe von 10,– Euro in Form eines Amazongutscheins.

Fragebogen 2006 wurden das Alter, das Geschlecht, der besuchte Schultyp (Gymnasium vs. Sekundarschule), die Anzahl rauchender Freunde (keine vs. einige), das Persönlichkeitsmerkmal Sensation Seeking (Sargent, Tanski, Stoolmiller, & Hanewinkel, 2010), die Schulnoten im letzten Schuljahr (sehr gut und gut vs. durchschnittlich und schlechter als durchschnittlich) sowie der generelle Erziehungsstil der Eltern, im Sinne eines responsiven und gleichzeitig kontrollierenden Erziehungsstils (Jackson, Henriksen, & Foshee, 1998), erhoben.

Sensation Seeking wurde mittels eines 12-Item-Indexes erfasst, bei dem höhere Scores einer höheren Ausprägung des Persönlichkeitsmerkmals entsprechen (Cronbachs Alpha = 0,77). Der elterliche Erziehungsstil wurde mit Hilfe von 8 Items erhoben, wobei höhere Werte einer höheren Ausprägung des responsiven und gleichzeitig kontrollierenden elterlichen Erziehungsstils entsprechen (Cronbachs Alpha = 0,68). Details können der Originalpublikation entnommen werden (Isensee et al., 2012).

2006 und 2015 wurde der Lebenszeitkonsum von Zigaretten wie folgt erhoben (Bondy, Victor, & Diemert, 2009): „Wie viele Zigaretten haben Sie in Ihrem Leben bisher geraucht?“, Antwortkategorien: Keine/Nur ein paar Züge/1–19 Zigaretten/20–100 Zigaretten/Mehr als 100 Zigaretten. Das aktuelle Rauchen wurde zu beiden Messzeitpunkten wie folgt erhoben: „Wie häufig rauchen Sie zurzeit?“ Ich rauche nicht/Seltener als einmal im Monat/Mindestens einmal im Monat, aber nicht jede Woche/Mindestens einmal in der Woche, aber nicht jeden Tag/Jeden Tag [2006 wurden die Schülerinnen und Schüler geduzt].

2015 wurde darüber hinaus der subjektive Rauchstatus erfasst: „Welche der folgenden drei Kategorien beschreibt SUCHT (2018), 64 (1), 29–40

R. Hanewinkel et al., „Be Smart – Don’t Start“

Sie am besten?“, Antwortkategorien: Ich bin … Nichtraucher/in/ … Ex-Raucher/in (Monat und Jahr des Rauchstopps)/Raucher/in (Monat und Jahr des Rauchbeginns).

Datenmanagement Die Dateneingabe erfolgte für die Papierfragebogen manuell in einer Datenmaske, bei elektronischer Erfassung erfolgte die Dateneingabe durch die Teilnehmerinnen und -teilnehmer selbst. Eine Verknüpfung der 2015 erhobenen Daten mit den alten Daten aus 2006 erfolgte über einen siebenstelligen anonymen Code, den jede Person nach einem vorgegebenen Schema im Jahr 2006 selbst erstellt hatte (Galanti et al., 2007). Dieser Code konnte von den Schülerinnen und Schülern nun nach dem gleichen Schema erneut erstellt werden und galt auch als Zugangscode für den Onlinefragebogen. Auf diese Weise konnte sichergestellt werden, dass die „richtigen“ ehemaligen Schülerinnen und Schüler teilnehmen, ohne dass personenbezogene Daten erfasst oder gespeichert werden mussten.

Statistische Analysen Alle Datenanalysen wurden mit Stata 14.2 durchgeführt.

Insgesamt wurden vier verschiedene Modellierungen umgesetzt. In einem ersten Modell wurden alle zum 9-JahresFollow-up Befragten betrachtet und für alle Endpunkte ein Vergleich zwischen Interventions- und Kontrollbedingung gerechnet, unabhängig von den Ausgangswerten in früheren Erhebungen („Modell 1“). In einem zweiten Modell wurden diejenigen von der Analyse ausgeschlossen, die nicht zur Eingangserhebung gematcht werden konnten („Modell 2“). In diesem Modell wurden multiple Regressionen durchgeführt, d. h. die Endpunkte wurden in Abhängigkeit der Interventionsbedingung vorhergesagt und gleichzeitig alle Variablen statistisch kontrolliert, auf denen es zur Eingangserhebung Unterschiede zwischen den beiden Gruppen gab. Zur Prüfung der Frage, wie stark die Befunde durch systematischen Studienausfall beeinflusst sind, wurde im Rahmen einer Sensitivitätsanalyse eine multiple Datenimputation vorgenommen (Graham, Cumsille, & Elek-Fisk, 2003). Fehlende längsschnittliche Daten wurden dabei mittels der MICE-Technik (Multivariate Imputation by Chained Equations) ergänzt. Insgesamt wurden 100 Imputationen erstellt, wobei sämtliche zur Baseline erhobenen Personen- und Strukturvariablen, die mit dem Studienausfall assoziiert waren, für die Vorhersage herangezogen wurden (Graham, Olchowski, & Gilreath, 2007). Die Zusammenführung der jeweils 100 Datensätze erfolgte mittels der Pooling-Regel von Rubin (White, Royston, & Wood, 2011) Die Regressionsmodelle © 2018 Hogrefe

R. Hanewinkel et al., „Be Smart – Don’t Start“

wurden analog zu den ersten beiden Modellen angelegt, also zunächst unadjustiert („Modell 3“) und dann adjustiert unter Berücksichtigung der Ausgangswerte („Modell 4“). Aufgrund des Umstands, dass die Befragten schon längere Zeit nicht mehr in der Schule sind und damit die geclusterte Datenstruktur auflösen sowie aufgrund der teilweise nur noch sehr geringen Clustergrößen wurden in den vier Modellen jeweils nur feste Effekte berücksichtigt.

Bei allen Analysen erfolgte die Gruppenzuordnung nach dem Intention-to-treat (ITT) Prinzip, d. h. die Zuordnung erfolgte gemäß des Randomisierungsprotokolls, unabhängig davon, ob in der Interventionsbedingung tatsächlich eine Intervention durchgeführt wurde, und unabhängig von der Durchführungstreue. Wenn die primären Endpunkte dichotomisiert wurden, wurden die Cut-off-Werte wie folgt gesetzt: (1) Niemals geraucht: „0“ = nein; „1“ = ja und (2) Aktuelles Rauchen: „0“ = nicht oder nicht täglich; „1“ = täglich.

Für dichotome Outcomes wurde ein Logit-Modell gewählt und die Zusammenhänge in Odds Ratios (ORs) ausgedrückt. Zur erleichterten Interpretation der ORs wurden in den multiplen Regressionen alle Prädiktoren ebenfalls dichotomisiert, in der Regel anhand von Mediansplits.

Ergebnisse Stichprobe 58 von 84 Schulen (69,0 % der Ausgangsstichprobe) beteiligten sich an der Erhebung. Von insgesamt 896 Personen (21,5 % der theoretischen Ausgangsstichprobe von 4.163 gemeldeten Schüler/innen in den teilnehmenden Klassen) kam ein ausgefüllter Fragebogen zurück. Von diesen konnten 688 mit den Baselinedaten von 2006 gematcht werden (19,7 % der 3.490 Schüler/innen mit Baselinedaten). Bei den 208 Personen, die nicht gematcht werden konnten, handelte es sich entweder um Personen, die 2006 nicht befragt wurden (z. B. weil sie abwesend waren oder keine Genehmigung der Eltern hatten), oder um Personen, deren Code aufgrund von Abweichungen keine Zuordnung ermöglichte. Das mittlere Alter der gematchten Befragten lag bei 21,2 Jahren (SD = 0,67). Abbildung 2 veranschaulicht den Stichprobenverlauf noch einmal grafisch.

Attritionsanalyse Es wurde zunächst geprüft, inwieweit sich die Erreichten von den Nicht-Erreichten ehemaligen Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer im Hinblick auf die zur Eingangserhebung erfassten Konstrukte unterschieden (siehe Tabelle 1). © 2018 Hogrefe

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Dabei ergab sich, dass die Wahrscheinlichkeit einer Antwort in 2015 mit allen Studienvariablen statistisch bedeutsam in Verbindung stand, sich die erreichten Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer folglich systematisch von den Nicht-Erreichten unterschieden. Wieder erreichte Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer kamen häufiger aus der Kontrollgruppe, waren häufiger auf Gymnasien, häufiger weiblich, im Durchschnitt jüngeren Alters bei der Eingangsbefragung, berichteten bessere Schulnoten, hatten seltener Zigaretten probiert, punkteten niedriger auf der Sensation-Seeking-Skala, berichteten stärkere elterliche Kontrolle und Ansprechbarkeit der Eltern. Der deutlichste Unterschied im Hinblick auf den Studienausfall ergab sich beim Schultyp, was strukturell auch damit zusammenhing, dass Gymnasien häufiger an der Follow-up-Studie teilnahmen und häufiger noch über die Adresslisten ehemaliger Schülerinnen und Schüler verfügten.

Für die Prüfung eines Interventionseffektes ist jedoch von größerer Bedeutung, ob es einen systematischen Zusammenhang zwischen dem Randomisierungsfaktor (Be Smart vs. Kontrolle) und dem Studienausfall gab. Hier zeigte sich, dass dies für den Schultyp in der Tat der Fall war, also der Studienausfall in Gymnasien der Kontrollgruppe am niedrigsten war (siehe Tabelle 2). Das bedeutet zusammengenommen, dass generell Personen wieder erreicht wurden, die im Vergleich zu nicht erreichten Personen bereits zur Baseline ein geringeres Risiko für das Rauchen hatten. In der Kontrollgruppe waren Personen mit diesem niedrigeren Risikoprofil aufgrund des höheren Anteils an Gymnasiasten signifikant häufiger vertreten.

Tabakkonsum im Alter von 21 Jahren Tabelle 3 fasst die Ergebnisse der vier statistischen Modelle zusammen. Für die beiden Endpunkte Lebenszeitprävalenz und Prävalenz des täglichen Rauchens ließ sich über alle Teilnehmerinnen und -teilnehmer hinweg in keinem der Modelle ein signifikanter Unterschied zwischen den beiden Gruppen finden. Numerisch, also allein die Häufigkeiten betrachtet, zeigte sich in allen adjustierten Modellen (Modell 2 und Modell 4) eine geringere Verbreitung des Rauchens in der Interventionsgruppe, diese Unterschiede sind jedoch als zufallsbedingt zu betrachten.

Befragte, die sich im Jahr 2015 selbst als „Exraucher/in“ oder als „Raucher/in“ einschätzten, wurden gebeten, den Zeitpunkt des Rauchstopps bzw. Rauchbeginns zu beziffern. Hieran wurden die Monate und Jahre geschätzt, die seit der Baselineerhebung im Jahr 2006 bis zum Eintreten dieser beiden Ereignisse vergangen sind. Hier zeigte sich in allen 8 Modellen ein günstigerer Verlauf für die Interventionsgruppe (späterer Rauchbeginn, früherer Rauchstopp) im Vergleich zur Kontrollgruppe.

SUCHT (2018), 64 (1), 29–40

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R. Hanewinkel et al., „Be Smart – Don’t Start“

Abbildung 2. Flussdiagramm zum Verlauf der Studie.

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R. Hanewinkel et al., „Be Smart – Don’t Start“

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Tabelle 1. Attritionsanalyse. Baselinewerte der Ausgangsstichprobe, von nicht erreichten Schüler/innen und von denjenigen, die im Jahr 2015 wieder erreicht werden konnten. Werte des Jahres 2006.

Studienvariable

Gesamt

2015 nicht erreicht

2015 wieder erreicht

n = 3.490

n = 2.802

n = 688

Intervention

61,2

62,5

55,8

Kontrolle

38,8

37,5

44,2

Gymnasium

49,2

44,2

69,9

Andere

50,8

55,8

30,1

Weiblich

50,2

48,3

58,1

Männlich

49,8

51,7

41,9

12,6

12,7

8,8

gut durchschnittlich

Statistik

p-Wert

Interventionsbedingung Χ2(1) = 10,5

0,001

Χ2(1) = 146,7

< 0,001

Χ2(1) = 21,5

< 0,001

12,5

t = 8,6

< 0,001

7,6

13,4

Χ2(3) = 96,5

< 0,001

40,1

37,5

50,9

43,9

46,4

33,8

7,2

8,5

1,9

nein

53,0

49,7

66,4

Χ2(1) = 61,7

< 0,001

ja

47,0

50,3

33,6

1,71

1,74

1,61

t = 7,4

< 0,001

3,09

3,07

3,18

t = 5,0

< 0,001

keine

40,6

37,8

51,7

Χ2(3) = 71,8

< 0,001

einige

44,7

45,3

42,3

die meisten

12,5

14,2

5,4

2,2

2,7

0,6

Schultyp

Geschlecht

Alter in Jahren Mittelwert (SD), Range 11–15 Schulleistung sehr gut

unterdurchschnittlich Rauchen: Lebenszeit

Sensation Seeking Mittelwert (SD), Range 1–4 Responsiver/kontrollierender Erziehungsstil Mittelwert (SD), Range 1–4 Freunde, die rauchen

alle

Tabelle 2. Differentielle Attrition – Schultyp je Bedingung.

Anteil Gymnasiasten

Abweichung %-Punkte

Abweichung relativ

2006

2015

Be Smart

48,6 %

66,4 %

+17,8

+36,6 %

Kontrolle

50,3 %

74,3 %

+24,0

+47,7 %

© 2018 Hogrefe

Interaktionsterm Gruppe X dropout OR

p

1,55

0,020

SUCHT (2018), 64 (1), 29–40

36

R. Hanewinkel et al., „Be Smart – Don’t Start“

Tabelle 3. ITT-Analyse.

Modell 1: Alle Personen mit Daten aus der Befragung 2015, unadjustiert (n = 896)

Modell 2: Personen mit zugeordneten Daten aus 2006, adjustiert um Störgrößen zur Baseline* (n = 688)

Modell 3: Imputierter Datensatz, unadjustiert (n = 3.490)

Modell 4: Imputierter Datensatz adjustiert (n = 3.490)

Endpunkt: Niemals im Leben geraucht, auch nicht ein paar Züge (Stand 2015) Gruppe

%

OR

p

%

OR

p

%

OR

p

%

Kontrolle

31,5

0,99

0,969

28,5

1,18

0,416

24,3

0,98

0,875

23,3

Be Smart

31,4

31,5

23,9

OR 1,10

p 0,554

24,6

Endpunkt: Tägliches Rauchen Gruppe

%

OR

p

%

OR

p

%

OR

p

%

Kontrolle

18,9

0,98

0,908

19,2

0,92

0,717

32,1

0,96

0,772

32,9

Be Smart

18,6

18,2

OR 0,89

p 0,460

31,2

30,8

n = 166 Exraucher/innen

n = 166 Exraucher/innen

Endpunkt: Rauchbeginn (Jahre nach Baseline) n = 187 Raucher/innen Gruppe

n = 138 Raucher/innen

M

coef

p

M

coef

p

M

coef

p

M

Kontrolle

4,01

0,37

0,236

4,38

0,11

0,773

4,57

0,20

0,448

4,55

Be Smart

4,38

4,49

coef 0,24

p 0,383

4,77

4,79

n = 166 Exraucher/innen

n = 166 Exraucher/innen

Endpunkt: Rauchstopp (Jahre nach Baseline) n = 49 Exraucher/innen Gruppe

n = 35 Exraucher/innen

M

coef

p

M

coef

p

M

coef

p

M

coef

p

Kontrolle

8,12

–0,90

0,106

8,27

–1,92

0,022

7,62

–1,31

0,054

7,67

–1,40

0,038

Be Smart

7,22

6,35

6,30

6,27

* adjustiert um Baselinewerte von Alter, Geschlecht, Schultyp, Tabakkonsum der Freunde, Sensation Seeking, Erziehungsstil, Schulleistung und jeweiligem Ausgangswert des Outcomes

Als statistisch bedeutsam stellten sich diese Unterschiede in zwei Modellen heraus, die darauf hindeuten, dass ehemals rauchende Schülerinnen und Schüler der Interventionsgruppe im Durchschnitt 1,9 bzw. 1,4 Jahre früher mit dem Rauchen aufhörten (siehe Tabelle 3).

Nicht eindeutig ist hier allerdings, wann diese Exraucher/innen mit dem Rauchen begannen, da diese Information nicht erfasst wurde.

Um einen direkten Vergleich mit den Baselinedaten zu ermöglichen, sind in Tabelle 4 die Entwicklungen in den rohen Prävalenzen des Nierauchens und täglichen Rauchens für die 688 Personen mit gematchten Daten und für den imputierten Datensatz aufgeführt. Der Anteil der Personen, die nie geraucht haben, nahm über die Zeit erwartungsgemäß ab, der Anteil täglicher Raucherinnen und Raucher nahm zu. In der Kontrollgruppe nahm der Anteil Nieraucherinnen und -raucher numerisch stärker ab als in der Interventionsgruppe (Personen mit zuzuordSUCHT (2018), 64 (1), 29–40

nenden Daten: 6,1 Prozentpunkte Unterschied; imputiert: 2,7 Prozentpunkte Unterschied). Die Zunahme des Anteils täglich Rauchender lag im Modell 2 zwischen Kontroll- und Interventionsgruppe gleichauf, im imputierten Modell 3 lag die Zunahme in der Kontrollgruppe um 2,5 Prozentpunkte höher.

Diskussion Es handelt sich bei der vorliegenden Studie unserer Kenntnis nach um die bisher längste Nachuntersuchung einer schulbasierten Interventionsstudie in Deutschland. Schülerinnen und Schüler aus 84 Schulen des Landes SachsenAnhalt, die 2006 in der 7. Klassenstufe waren und seinerzeit an einer Studie zur Prüfung der Wirksamkeit des Nichtraucherwettbewerbs „Be Smart – Don’t Start“ teilge© 2018 Hogrefe

R. Hanewinkel et al., „Be Smart – Don’t Start“

37

Tabelle 4. Rohe Prävalenzen in 2006 und 2015 im direkten Vergleich.

Modell 2: Personen mit zuzuordnenden Daten aus 2006 und 2015 (n = 688)

Modell 3: Imputierte Datensätze (n = 3.490)

2006

2015

Diff.

2006

2015

Diff.

%

%

%-Punkte

%

%

%-Punkte

Kontrolle

69,4

30,0

–39,4

54,9

24,3

–30,6

Be Smart

64,0

30,7

–33,3

51,8

23,9

–27,9

Kontrolle

1,0

17,8

+16,8

5,1

32,1

+27,0

Be Smart

1,6

18,3

+16,7

6,7

31,2

+24,5

Endpunkt: Nierauchen

Endpunkt: Tägliches Rauchen

nommen hatten, sollten 9 Jahre später wieder erreicht werden, also nachdem sie längst die Schule verlassen hatten.

Da 2006 keine personenbezogenen Daten von den Schülerinnen und Schülern erhoben worden waren, wurden verschiedene Wege der Kontaktaufnahme zu den 2015 jungen Erwachsenen genutzt. Erfreulich hoch war die Teilnahmebereitschaft der Schulen, von denen sich 69,0 % wieder an der Folgeuntersuchung beteiligten und ihre Adressdaten für ein Anschreiben ihrer ehemaligen Schülerinnen und Schüler nutzten. Auf Ebene der Schülerinnen und Schüler konnte ein knappes Fünftel (19,7 %) wieder erreicht und den Daten der Ursprungsstudie zugeordnet werden. Trotz der erheblichen Anstrengungen unter Einschluss neuer Medien, die unternommen wurden, um die ehemaligen Studienteilnehmerinnen und -teilnehmer erneut zu kontaktieren, muss die Stichprobengröße auf Ebene der Personen als klein eingestuft werden. Die dieser Studie zugrunde liegende Originaluntersuchung sah vier Messzeitpunkte zwischen Oktober 2006 und Juni 2008 vor (Isensee et al., 2012). Zwischen 2008 und 2015 gab es keinerlei Kontakt zu den Studienteilnehmern, da eine langfristige Wirksamkeitsprüfung ursprünglich nicht geplant war. Es kann aber die Hypothese aufgestellt werden, dass eine höhere Erreichungsquote auf Ebene der ehemaligen Schülerinnen und Schüler durchaus möglich gewesen wäre, wenn die Ursprungsstudie von vornherein als langfristige Wirksamkeitsstudie geplant worden wäre und über kontinuierliche Nachbefragungen über die Jahre ein Kontakt zur Stichprobe bestanden hätte. Auch hätte die Erfassung personenbezogener Daten (Namen und Adressen) in den ersten Jahren der Studie eine Nachverfolgung erheblich erleichtert.

Dies ist aufgrund einschlägiger Datenschutzbestimmungen in Deutschland nur sehr schwer realisierbar.

Aus einer Vielzahl von longitudinalen Beobachtungsstudien ist hinlänglich bekannt, dass in der Katamnese häufiger Personen mit einem niedrigen Risikoprofil erreicht © 2018 Hogrefe

werden können. Daher war auch für die vorliegende Studie erwartbar, dass in der Nachuntersuchung vor allem diese Personen erreicht wurden. Nicht erwartbar war allerdings, dass in der Nachuntersuchung Personen mit niedrigem Risikoprofil überzufällig häufig in der Kontrollgruppe erreicht wurden. Während 2006 etwa die Hälfte der Schülerinnen und Schüler beider Gruppen Gymnasiasten waren, bestand die Untersuchungsstichprobe neun Jahre später in der „Be Smart“-Gruppe zu zwei Dritteln (66,4 %) aus ehemaligen Gymnasiasten, in der Kontrollgruppe aber fast zu drei Vierteln (74,3 %). Im Rauchverhalten Jugendlicher und junger Erwachsener zeigen sich deutliche Unterschiede in Abhängigkeit von Bildungsmerkmalen. So rauchen deutlich mehr Schülerinnen und Schüler an Haupt- und Realschulen im Vergleich zu Gymnasiasten und deutlich mehr Auszubildende an beruflichen Schulen im Vergleich zu Studierenden (Bundeszentrale für gesundheitliche Aufklärung, 2016; Montag, Hanewinkel, & Morgenstern, 2015). Wenn sich also in der Kontrollgruppe deutlich mehr ehemalige Gymnasiasten als in der Interventionsgruppe befinden, werden „Äpfel mit Birnen verglichen“. Dieser systematische Bias zuungunsten der Interventionsbedingung lässt sich auch nur bedingt durch statistische Methoden kontrollieren (Hammer, du Prel, & Blettner, 2009).

Ein weiterer Aspekt, der bei der Interpretation der Ergebnisse berücksichtigt werden muss, ist die unzureichende Power der Studie bedingt durch die niedrige Wiederreichquote der Ursprungsstichprobe. Sehr vereinfacht dargestellt handelt es sich bei der vorliegenden Studie um die Prüfung einer Vierfeldertafel: Zwei Gruppenbedingungen („Be Smart“ vs. Kontrolle) sowie zwei Verhaltensweisen (Rauchen vs. Nichtrauchen) werden mit Hilfe einer Chi-Quadrat-Verteilung geprüft. Unter den Standardannahmen eines Alpha-Fehlerniveaus von 0,05, einer Power von 0,80 sowie einer geringen Effektgröße sind insgesamt 1.570 Personen erforderlich, um zu gesicherten statistischen Aussagen geSUCHT (2018), 64 (1), 29–40

38

langen zu können (Cohen, 1992). Würde man statistisch berücksichtigen, dass die Randomisierung auf Ebene der Schulcluster erfolgte, läge die notwendige Zahl an Personen noch höher. Die erreichte Stichprobengröße von 688 Personen liegt deutlich unter dieser Empfehlung. Es wurde zwar versucht, dieses Problem durch die Imputierung von Daten zu lösen, aber kritisch muss angeführt werden, dass die Schätzung der Werte von 2.802 fehlenden Personen aufgrund der Angaben von 688 vorhandenen Personen nicht unproblematisch, mindestens jedoch ungenau ist.

Wie lassen sich die Ergebnisse vor diesem Hintergrund interpretieren? Ganz unabhängig von dem untersuchten Endpunkt der Untersuchung – Nierauchen, tägliches Rauchen, Rauchbeginn und Rauchstopp – und auch unabhängig von der statistischen Modellierung wiesen alle adjustierten Analysen auf numerisch günstigere Werte in der Interventions- im Vergleich zur Kontrollgruppe hin. In Bezug auf den Rauchstopp sind diese sogar statistisch bedeutsam.

Beim schulischen Nichtraucherwettbewerb „Be Smart – Don’t Start“ handelt es sich um eine denkbar niedrigschwellige Intervention, die über einen Zeitraum eines halben Jahres oft nur wenige Minuten in der Woche in Anspruch nimmt. Dass sich 9 Jahre nach der Eingangserhebung und 8,5 Jahre nach einer derart unaufwendigen Intervention überhaupt Unterschiede zwischen den Untersuchungsgruppen finden lassen und diese in Richtung eines erwünschten Präventionseffektes gehen, ist für sich genommen schon bemerkenswert. Allerdings sind aufgrund der selektiven Attrition verallgemeinernde Schlussfolgerungen zu langfristigen Effekten einer Wettbewerbsteilnahme, wenn überhaupt, nur mit großer Vorsicht zu ziehen.

Der signifikante Interventionseffekt auf den Zeitpunkt des Rauchstopps mag kontraintuitiv erscheinen, da die Intervention primär auf eine Verhinderung von Einstieg und Etablierung des Rauchens fokussiert, nicht jedoch auf den Ausstieg aus dem Rauchen. Eine mögliche Erklärung ist, dass rauchenden Jugendliche und junge Erwachsene, die ohnehin sehr häufig noch instabile Muster des Rauchens aufweisen, durch die frühere Teilnahme an „Be Smart – Don’t Start“ und die damit potentiell einhergehende Sensibilisierung für die Thematik Rauchen und Rauchstopp eine höhere Ambivalenz bzgl. ihres Rauchens erleben und daher schneller wieder aussteigen.

Während im Jahr 2001 noch 27,5 % der 12- bis 17-jährigen Jugendlichen rauchten, waren es 2016 weniger als 10 % (Bundeszentrale für gesundheitliche Aufklärung, 2017).

Diese Daten veranschaulichen eindrücklich, dass Suchtprävention auch auf Bevölkerungsebene wirksam sein kann. Verschiedene verhältnis- und verhaltenspräventive Maßnahmen, die simultan in Deutschland umgesetzt wurden, der sogenannte Policy-Mix der Tabakkontrolle, haben sehr wahrscheinlich diese Entwicklung befördert.

Dazu zu zählen sind Preisanhebungen, die NichtrauchSUCHT (2018), 64 (1), 29–40

R. Hanewinkel et al., „Be Smart – Don’t Start“

erschutzgesetze, die Altersanhebung des legalen Kaufs von Tabakprodukten auf 18 Jahre, partielle Werbeverbote sowie die Einführung bildgestützter Warnhinweise, die von verhaltenspräventiven Maßnahmen wie dem Nichtraucherwettbewerb „Be Smart – Don’t Start“ flankiert wurden.

Schlussfolgerungen für die Praxis • •

•

•

Über 4,3 Millionen Schülerinnen und Schüler haben sich bis dato an dem schulischen Nichtraucherwettbewerb „Be Smart – Don’t Start“ beteiligt.

Bisherige Studien weisen darauf hin, dass der Wettbewerb den Einstieg und Progression des Rauchens verzögern kann, keine negativen Nebenwirkungen nach sich zieht und ein positives Kosten-Nutzen-Verhältnis aufweist.

8,5 Jahre nach Ende des Wettbewerbs deuten sich numerisch präventive Effekte einer Wettbewerbsteilnahme an, die aufgrund einer selektiven Attrition nur mit großer Vorsicht verallgemeinert werden können.

Langfristige Untersuchungen der Effekte präventiver Interventionen sind sehr sinnvoll. Derartige Untersuchungen sollten aber von vornherein so geplant werden, da die Ergebnisse dieser Studie zeigen, dass die Erreichung einer ehemaligen Untersuchungskohorte Jahre später nur sehr schwer möglich ist.

Danksagung Wir danken Frau Dr. Karin Maruska für die umsichtige Betreuung der Datenerhebung sowie allen beteiligten Schulen für die freundliche Unterstützung.

Förderhinweis Diese Studie wurde gefördert durch das Bundesministerium für Bildung und Forschung (BMBF) unter dem Förderkennzeichen 01EL1406A.

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SUCHT (2018), 64 (1), 29–40

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Manuskript eingereicht: 10.10.2017 Manuskript angenommen: 20.12.2017 Interessenskonflikt: Der schulische Nichtraucherwettbewerb „Be Smart – Don’t Start“ wurde von Mitarbeiterinnen und Mitarbeitern des IFT-Nord entwickelt.

Prof. Dr. phil. Reiner Hanewinkel Institut für Therapie- und Gesundheitsforschung, IFT-Nord gGmbH Harmsstr. 2 24114 Kiel Deutschland hanewinkel@ift-nord.de

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SUCHT (2018), 64 (1), 29–40

© 2018 Hogrefe

Rezensionen Angebote bei internetbasiertem Suchtverhalten (AbiS) Dominique Brandt und Anja Bischof Kay Uwe Petersen, Sara Hanke, Linny Bieber, Axel Mühleck & Anil Batra (2017).

Angebote bei internetbasiertem Suchtverhalten (AbiS). 1. Auflage. Lengerich: Papst Science Publisher. ISBN 978-3-95853-235-9, 15,00 €

Das Buch „Angebote bei internetbasiertem Suchtverhalten“ ist im Wesentlichen eine Bestandaufnahme der Behandlungsangebote, basierend auf dem Stand im November/ Dezember 2015. Zudem sollte der Bedarf an zusätzlichen Angeboten oder möglichen Modifikationen bestehender Angebote aus verschiedenen Sichtweisen ermittelt werden.

Generiert wurden die Daten durch Onlinebefragungen, welche per E-Mail an Vertreter von Suchtberatungsstellen und -behandlungseinrichtungen sowie Vertreter verschiedener administrativer Bereiche, beispielsweise Krankenkassen oder Suchtbeauftrage der Bundesländer, versendet wurden. Weiterhin wurden Personen aus suchtbezogenen Fachgesellschaften und aus der Entwicklung der ICD-11 kontaktiert. Ergänzt wurde die Datengewinnung durch qualitative Interviews mit fünf Betroffenen und sechs beratenden beziehungsweise behandelnden Praktikern.

Die Ergebnisse dieser Interviews erstrecken sich von Wünschen der Betroffenen und Anregungen zur Weiterentwicklung bestehender Angebote seitens der Beratenden/Behandelnden und der Fachgesellschaften bis zu subjektiven Einschätzungen der Relevanz für den eigenen Arbeitsalltag und der Notwendigkeit, eine eigenständige Diagnose in die neue ICD-11 zu integrieren.

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und ebenso zu den therapeutischen Angeboten (z. B. Angebote spezieller Therapieverfahren, Setting der Angebote, eingesetzte Diagnose u. Ä.).

Ausschnitte der qualitativen Daten aus den Onlinebefragungen und den Interviews ergänzen die Ergebnisse und bieten einen entscheidenden Einblick in die Sichtweise Betroffener und Beratender/Behandelnder. Betroffene schildern zum einen eigene Auslöser und entstandene Beeinträchtigungen, zum anderen Erfahrungen mit therapeutischen Angeboten. Diese Berichte liefern für die aktuelle Versorgungssituation bedeutsame Verbesserungsvorschläge und Veränderungswünsche aller Beteiligten. Dazu gehören beispielsweise eine verstärkte Einheitlichkeit der Diagnosen und der Therapieverfahren oder verbesserte Zugangsmöglichkeiten und integrierte Rückfallprophylaxen bei Hilfsangeboten. Die Interviews mit Betroffenen verdeutlichen insgesamt, dass bestehende Angebote als sehr hilfreich wahrgenommen werden, jedoch trotz allem weiterhin Möglichkeiten und Wünsche zur Verbesserung bestehen. Diese besitzen jedoch nur eingeschränkte Aussagekraft, da alle vier Probanden mit Behandlungserfahrung in derselben Institution rekrutiert wurden. Sämtliche Bewertungen zum Behandlungskonzept beziehen sich demnach auf dasselbe Angebot.

Allemal lassen sich einige der Wünsche und Vorschläge auf andere Institutionen generalisieren (z. B. fehlende Nachsorge oder lange Wartezeiten), gewisse Kritikpunkte werden unter Umständen in anderen Therapiekonzepten jedoch möglicherweise besser umgesetzt (z. B. mangelnder Einbezug der Lebensumstände/des Umfeldes).

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SUCHT (2018), 64 (1), 41–42 https://doi.org/10.1024/0939-5911/a000523

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Buchrezensionen

Alles in allem bietet das Buch „Angebote bei internetbasiertem Suchtverhalten“ mehrere spannende und hilfreiche Ansätze sowohl für weitere Arbeiten innerhalb der Forschung als auch für präventive und therapeutische Angebote. Ergänzt durch verständlich beschriebene Vorgehensweisen und klar dargestellte Ergebnisse, erweist sich die Studie als empfehlenswerte Lektüre.

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SUCHT (2018), 64 (1), 41–42

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Buchrezensionen

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Publishing addiction science – A guide for the perplexed.

Gerhard Bühringer Babor, T. F., Stenius, K., Pates, R. Miovský, M, O’Reilly, J. & Candon, P. (Eds.) (2017).

Publishing addiction science – A guide for the perplexed. 3rd Ed. London: Ubiquity Press Ltd. (zum kostenlosen Download: https://www.ubiquitypress.com/site/books/10.5334/bbd/)

The International Society of Addiction Journal Editors (ISAJE) wurde als weltweite Organisation der Herausgeber von Suchtzeitschriften 2001 gegründet und umfasst heute etwa 40 der wichtigsten Fachzeitschriften. Die Gesellschaft wendet sich an Zeitschriftenherausgeber, Autoren und Gutachter und entwickelt Leitlinien, Seminare zu fachlichen und ethischen Aspekten sowie Manuale und Positionspapiere zu Publikationsprozessen.

Aktuelles Ergebnis der Arbeit von ISAJE ist die dritte Ausgabe einer umfassenden Buchpublikation zu allen wichtigen Aspekten im Zusammenhang mit der Erstellung und Veröffentlichung von Manuskripten zu Substanzstörungen und Verhaltensabhängigkeiten in Fachzeitschriften. Das umfangreiche Werk von fast 400 Seiten umfasst 17 Einzelkapitel mit drei zentralen Themenbereichen: In Sektion 2 wird die für viele junge Autoren wichtige Frage behandelt nach welchen Kriterien die Zeitschrift für eine geplante Publikation ausgewählt werden soll. Sektion 3 umfasst in sieben Kapiteln eine Anleitung zum Erstellen und Einreichen eines Manuskripts. Dazu gehören unter anderem Hinweise zur Publikation quantitativer und qualitativer Forschung, zu Reviews und Metaanalysen, zum Gebrauch und Missbrauch von Zitationen, zu Kriterien für die Auswahl der Autorenschaft sowie ein Kapitel, wie auf Gutachterhinweise reagiert werden soll. Der dritte zentrale Block befasst sich mit ethischen Aspekten, unter anderem mit sieben „Todsünden“ beim wissenschaftlichen Publizieren.

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Die Texte sind gut und verständlich geschrieben, unter den Autoren sind herausragende Kolleginnen und Kollegen unseres Fachgebiets. Zielgruppe für das Buch sind zunächst Studierende in höheren Semestern und junge Wissenschaftlerinnen und Wissenschaftler die mit den Texten schrittweise angeleitet werden Sicherheit in der unbekannten Welt wissenschaftlichen Publizierens zu bekommen. Aber auch für erfahrene Kolleginnen und Kollegen sind die Beiträge zur Verbesserung der eigenen Publikationen von hoher Relevanz. Dies gilt insbesondere für die ethischen Aspekte bzw. für die Regeln zur Auswahl einer Autorenschaft, die häufig in Arbeitsgruppen zu Konflikten führt.

Das Buch ist als gedruckter Band erhältlich, kann aber auch kostenlos im Internet gelesen und heruntergeladen werden. Darüber hinaus gibt es dort auch PowerPoint-Folien für die einzelnen Kapitel des Textes, die für eigene Lernzwecke, für die Lehre oder für Seminare genutzt werden können.

Prof. Dr. Gerhard Bühringer Technische Universität Dresden Klinische Psychologie und Psychotherapie Chemnitzer Straße 46 01187 Dresden gerhard.buehringer@tu-dresden.de

SUCHT (2018), 64 (1), 43 https://doi.org/10.1024/0939-5911/a000524

Anna Höcker / Margarita Engberding / Fred Rist

Prokrastination

Tilmann Müller / Beate Paterok

Schlaf erfolgreich trainieren

Prokrastination Ein Manual zur Behandlung des pathologischen Aufschiebens Tilmann Müller Beate Paterok

Anna Höcker Margarita Engberding Fred Rist

Schlaf erfolgreich trainieren

Ein Ratgeber zur Selbsthilfe

Ein Ratgeber zur Selbsthilfe

Ein Manual zur Behandlung des pathologischen Aufschiebens

3., neu ausgestattete Auflage

2., aktualisierte und ergänzte Auflage

Therapeutische Praxis

(Reihe: „Therapeutische Praxis“).

2., aktualisierte und ergänzte Auflage 2017, 281 Seiten, Großformat, inkl. CD-ROM, € 49,95 / CHF 65.00 ISBN 978-3-8017-2842-7 Auch als eBook erhältlich

3., neu ausgestattete Auflage 2017, 209 Seiten, Kleinformat, € 16,95 / CHF 21.90 ISBN 978-3-8017-2868-7 Auch als eBook erhältlich

Die Neuauflage des Manuals liefert eine anwenderorientierte Beschreibung der Behandlung von Prokrastination. Die umfassenden Arbeitsmaterialien zur Diagnostik und Therapie erleichtern die Umsetzung in der Praxis.

Der erfolgreiche Ratgeber stellt ein nachweislich wirksames Selbsthilfeprogramm bei Schlafstörungen vor.

Ursula G. Buchner · Annalena Koytek · Tanja Gollrad Melanie Arnold · Norbert Wodarz

Angehörigenarbeit bei pathologischem Glücksspiel Das psychoedukative Entlastungstraining ETAPPE

Ursula G. Buchner / Annalena Koytek / Tanja Gollrad / Melanie Arnold / Norbert Wodarz

Angehörigenarbeit bei pathologischem Glücksspiel Das psychoedukative Entlastungstraining ETAPPE

Ursula G. Buchner / Annalena Koytek

Deine Spielsucht betrifft auch mich Ursula Buchner Annalena Koytek

Deine Spielsucht betrifft auch mich

Ein Ratgeber für Familienmitglieder und Freunde von Glücksspielsüchtigen

Ein Ratgeber für Familienmitglieder und Freunde von Glücksspielsüchtigen

mit CD-ROM

(Reihe: „Therapeutische Praxis“) 2013, 76 Seiten, Großformat, inkl. CD-ROM, 39,95 / CHF 53.90 ISBN 978-3-8017-2464-1 Auch als eBook erhältlich

2017, 159 Seiten, Kleinformat, € 19,95 / CHF 26.90 ISBN 978-3-8017-2626-3 Auch als eBook erhältlich

Das psychoedukative Programm ETAPPE stellt ein wissenschaftlich fundiertes und evaluiertes Versorgungsangebot für Angehörige von Glücksspielsüchtigen dar.

Der Ratgeber informiert Angehörige von Glücksspielsüchtigen über die Erkrankung und zeigt Möglichkeiten auf, wie sie mit den bestehenden Belastungen besser umgehen können.

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Tagungsbesprechung

Lisbon Addictions 2017: Second European Conference on Addictive Behaviours and Dependencies Gerhard Bühringer1,2, und Anja Kräplin1 1 2

TU Dresden IFT Institut für Therapieforschung, München

In Lissabon ist der Sitz der Europäischen Beobachtungsstelle für Drogen und Drogensucht (EBDD/EMCDDA), die seit 1995 tätig ist und für die EU-Mitgliedstaaten, d. h. für Regierungen, andere Behörden, Praktiker und Wissenschaftler geschaffen wurde, um „sachliche, objektive, zuverlässige und vergleichbare Informationen über Drogen, die Drogensuchtproblematik und ihre Folgen“ bereitzustellen. Neben zahlreichen Statistiken, Leitlinien und fachlichen Berichten hat sie zusammen mit der portugiesischen Behörde für Suchtfragen (SICAD), der Internationalen Gesellschaft der Suchtzeitschriftenherausgeber (ISAJE) und der Zeitschrift ADDICTION im Oktober 2017 zum zweiten Mal eine europäische Suchtkonferenz veranstaltet. Nachdem die erste Tagung 2015 in sehr viel kleinerem Rahmen stattfand, waren es dieses Jahr über 1.200 Teilnehmer aus 70 Ländern.

Mit dem Anspruch auf einer Tagung alle psychotropen Substanzen und Verhaltensabhängigkeiten sowie alle relevanten Wissenschaftsdisziplinen einzubeziehen und dabei Wissenschaftler, Praktiker sowie Vertreter aus Behörden und Politik gleichermaßen zu adressieren, spielt sie in der Liga der weltweit führenden Suchttagungen, etwa vergleichbar mit den großen US-amerikanischen Tagungen des College on Problems of Drug Dependence (CPDD; http://cpdd.org/) und der Research Society of Alcoholism (RSA; http://www.rsoa.org/). Die Tagung bot über 20 Keynote Speakers, 500 Vorträge und mehr als 100 Sessions sowie 200 Poster. Weiterhin wurde der jährliche Wissenschaftspreis der EBDD und des Wissenschaftlichen Beirats in vier Kategorien verliehen (Grundlagenforschung, Epidemiologie, Drogenmärkte und Prävention/Therapie).

Die große Angebotsvielfalt verdeckte aber auch einige strukturelle Mängel, die womöglich aus dem raschen Wachsen der Tagung von 2015 auf 2017 entstanden sind, und die für die Zukunft eine sehr viel größere Vorberei© 2018 Hogrefe

tungsarbeit (und damit mehr Personal bei SICAD und EMCDDA) erfordern, um die Struktur der Tagung zu verbessern und die fachliche Qualität der Beiträge zu erhöhen.

Zunächst zur Struktur der Tagung. Es fehlte eine Gliederung der Beiträge nach bestimmten Themen oder Wissenschaftsgebieten wie etwa Therapieforschung, Epidemiologie oder Drogenpolitik. Hier wäre es hilfreich gewesen über einen bestimmten Zeitraum oder in Form von Zeitfenstern von einem oder mehreren Tagen jeweils Beiträge zu einem der Gebiete zu hören. Ein weiterer Schwachpunkt war die Aufstellung und fachliche Würdigung der zahlreichen Poster. Hier fehlten ein Zeitfenster für die gezielte Betrachtung der Poster und geführte Posterbegehungen. Gerade für jüngere Wissenschaftler sind Posterpräsentationen die ersten Möglichkeiten ihre Arbeit in einer Fachöffentlichkeit vorzustellen und zu diskutieren.

Es ist bei der schieren Zahl von Beiträgen nicht möglich eine repräsentative Einschätzung der fachlichen Qualität aller Beiträge zu geben. Als Alternative sind im Folgenden einige ausgewählte Eindrücke zusammengestellt: • Noch relativ schwach vertreten in der Gesamtzahl der vorgetragenen Beiträge waren die biologische und verhaltenswissenschaftliche Grundlagenforschung und Beiträge zu „Verhaltensabhängigkeiten“ mit dem Schwerpunkt Glücksspielen.

• Eine starke Dominanz der Beiträge von australischen Forschenden in den Seminaren zu Glücksspielstörung und Glücksspielregulierung führte zu einem sehr einseitigen Blick auf diesen Themenbereich, darüber hinaus waren viele Beiträge wenig innovativ. Eine stärkere Präsenz von europäischen Forschenden wäre angesichts der aktuell geführten Debatten zur Glücksspielregulierung in Europa wünschenswert gewesen.

• Es fiel eine große Heterogenität bezüglich der methodischen Qualität der vorgestellten Studien auf. Es wurden SUCHT (2018), 64 (1), 45–46 https://doi.org/10.1024/0939-5911/a000525

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•

Tagungsbesprechung

sowohl qualitativ hochwertige Ergebnisse aus theoretisch sehr gut konzipierten Studien mit entsprechend abgeleiteten Hypothesen und statistisch gut durchdachten Auswertungen präsentiert, als auch Studien ohne jegliche theoretische Grundlage oder Hypothesen, deren Daten mit falsch angewendeten statistischen Methoden ausgewertet und oft auch ungerechtfertigt kausal interpretiert wurden.

Der zeitliche Ablauf der Veranstaltungen und die gesamte Organisation der Konferenz waren im Vergleich zur ersten Lisbon Addictions 2015 deutlich besser strukturiert. So hatten alle Präsentierenden vergleichbare Zeiten, um ihre Arbeit vorzustellen.

Zusammenfassend ist die Tagung zu dem Treffpunkt der Fachleute zu Substanzstörungen in Europa geworden. Vordringlich ist in den nächsten Jahren die Anhebung des fachlichen Niveaus und der Themenstruktur.

Prof. Dr. Gerhard Bühringer Technische Universität Dresden Klinische Psychologie und Psychotherapie Chemnitzer Straße 46 01187 Dresden gerhard.buehringer@tu-dresden.de

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Eine neue Sichtweise der Therapiewirksamkeit Bruce E. Wampold / Zac E. Imel / Christoph Flückiger

Die Psychotherapie-Debatte Was Psychotherapie wirksam macht Deutsche Ausgabe herausgegeben von Christoph Flückiger.

2018. 400 S., 28 Abb., 13 Tab., Kt € 39,95 / CHF 48.50 ISBN 978-3-456-85681-0 Auch als eBook erhältlich Der Bestseller „The Great Psychotherapy Debate“ nun endlich in deutscher Sprache!

Das Buch gibt einen umfassenden Überblick über die psychologische Therapieforschung,

ihre Geschichte und über die verschiedenen Ansätze, die zur Untersuchung der Wirksamkeit verwendet werden.

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SUCHT (2018), 64 (1), 45–46

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SUBSTITOL®

STABIL IST DAS ZIEL

Im Vergleich zu Methadon: signifikant weniger Heroin-Craving1 reduzierte Belastung durch psychische Beschwerden2 keine Metabolisierung über CYP4503 signifikant weniger Schwitzen4 keine QT-Zeit-Verlängerung4 1 Falcato L. et al. 2015: J Clin Psychopharmacol 35 (2): 150-157 2 Verthein U. et al. 2015: Eur Addict Res 21: 97-104 3 Trescot A. M. et al. 2008: Pain Physician (11): 133-53 4 Hämmig R. et al. 2014: J Subst Abuse Treat 47 (4): 275-813 Substitol® 30/60/100/200 mg Hartkapseln, retardiert Wirkstoff: Morphinsulfat. Verschreibungspflichtig. Zusammensetzung: Substitol® 30/60/100/200 mg Hartkapseln, retardiert: Arzneilich wirksame Bestandteile: 1 Hartkapsel, retardiert enthält 30/60/100/200 mg Morphinsulfat (Ph.Eur.) entsprechend 22,6/45,1/75,2/150,4 mg Morphin. Sonstige Bestandteile: hydriertes Pflanzenöl, Macrogol 6000, Talkum, Magnesiumstearat (Ph.Eur.) [pflanzl.], Natriumdodecylsulfat, Gelatine, Schellack, Propylenglykol, Titandioxid (E 171), Eisenoxid (II, III)-oxid (E 172), zusätzlich: -30 mg: Indigocarmin (E 132), -60 mg: Indigocarmin (E 132), Eisenoxidhydrat (E 172), Eisenoxid (III)-oxid (E 172), -100 mg: Erythrosin (E 127), Eisenoxid (III)-oxid (E 172), -200 mg: Eisenoxid (II)-oxid (E 172), Eisenoxid (III)-oxid (E 172). Anwendungsgebiete: Zur oralen Substitutionsbehandlung von Erwachsenen mit Opioidabhängigkeit im Rahmen medizinischer und umfassender psychosozialer Maßnahmen. Gegenanzeigen: Überempfindlichkeit gegen Morphin oder einen der sonstigen Bestandteile, Ileus, akutes Abdomen. Nebenwirkungen: Erkrankungen des Immunsystems: Überempfindlichkeitsreaktionen, anaphylaktische Reaktionen. Endokrine Erkrankungen: Syndrom der inadäquaten ADH-Sekretion (SIADH; Leitsymptom: Hyponatriämie). Stoffwechsel- und Ernährungsstörungen: Appetitabnahme bis zum Appetitverlust. Psychische Erkrankungen: Morphin zeigt vielfältige psychische Nebenwirkungen, die hinsichtlich Stärke und Art individuell unterschiedlich (je nach Persönlichkeit und Behandlungsdauer) in Erscheinung treten. Stimmungsänderungen, meist Euphorie aber auch Dysphorie, Veränderungen der Aktiviertheit (meist verminderte Aktivität, aber auch Hyperaktivität oder Agitiertheit), Schlaflosigkeit, Denkstörungen, Wahrnehmungsstörungen (z. B. Halluzinationen), Verwirrtheitszustände, Abhängigkeit, verminderte Libido. Erkrankungen des Nervensystems: Kopfschmerzen, Schwindel, Geschmacksstörungen, Konvulsionen, Tremor, unwillkürliche Muskelkontraktionen, Benommenheit, Sedierung (dosisabhängig), Synkope, Parästhesien, Hyperalgesie oder Allodynie. Augenerkrankungen: Miosis, verschwommenes Sehen, Doppeltsehen, Nystagmus. Erkrankungen des Ohrs und des Labyrinths: Vertigo. Herzerkrankungen: Tachykardie, Bradykardie, Palpitationen, Herzversagen. Gefäßerkrankungen: Blutdruckabfall, Blutdruckanstieg, Hitzegefühl. Erkrankungen der Atemwege, des Brustraums und Mediastinums: Bronchospasmen, Dyspnoe, Husten vermindert, Atemdepression (dosisabhängig), nicht-kardiogen bedingte Lungenödeme nach rascher Dosissteigerung. Erkrankungen des Gastrointestinaltraktes: Obstipation (bei Dauerbehandlung), Erbrechen (besonders zu Beginn der Behandlung), Dyspepsie, Erhöhung der Pankreasenzyme bzw. Pankreatitis, Darmverschluss, Abdominalschmerz, Zahnerkrankungen, wobei jedoch ein ursächlicher Zusammenhang zur Morphin-Behandlung nicht hergestellt werden kann, Übelkeit, Mundtrockenheit (beides dosisabhängig). Leber- und Gallenerkrankungen: Gallenkoliken, Erhöhung leberspezifischer Enzyme. Erkrankungen der Haut und des Unterhautzellgewebes: Schwitzen, Urticaria, Pruritus, andere Hautausschläge (z. B. Exantheme). Skelettmuskulatur-, Bindegewebs- und Knochenerkrankungen: Muskelspasmen, Muskelrigidität. Erkrankungen der Nieren und Harnwege: Harnretention, Nierenkoliken. Erkrankungen der Geschlechtsorgane und der Brustdrüse: Erektionsstörungen, Amenorrhoe. Allgemeine Erkrankungen und Beschwerden am Verabreichungsort: Unwohlsein, Asthenie, Ermüdung, körperliche Abhängigkeit mit Arzneimittelentzugssyndrom, Schüttelfrost, periphere Ödeme, Toleranzentwicklung, Arzneimittelentzugssyndrom bei Neugeborenen. Warnhinweise: Arzneimittel für Kinder unzugänglich aufbewahren. Mundipharma GmbH, 65549 Limburg 11-16

Ärzte müssen bei der Einstellung auf und während der Behandlung mit SUBSTITOL® eine umfassende Risiko-/Nutzenabwägung durchführen, um u.a. das Risiko einer Fehldosierung zu minimieren. Einganzheitliches Therapiekonzept (u.a. evidenzbasierte Behandlung und psychosoziale Betreuung) ist erforderlich.

Rainer Sachse

Klärungsprozesse in der Klärungsorientierten Psychotherapie Rainer Sachse

Klärungsprozesse in der Klärungsorientierten Psychotherapie

Katrin Reuter / David Spiegel

Psychische Belastungen bei Krebserkrankungen

Katrin Reuter David Spiegel

Gruppentherapie nach dem supportiv-expressiven Ansatz

Psychische Belastungen bei Krebserkrankungen Gruppentherapie nach dem supportiv-expressiven Ansatz

Praxis der psychodynamischen Psychotherapie – analytische und tiefenpsychologisch fundierte Psychotherapie

2015, 125 Seiten, € 24,95 / CHF 32,50 ISBN 978-3-8017-2726-0 Auch als E-Book erhältlich

(Reihe: „Praxis der psychodynamischen Psychotherapie – analytische und tiefenpsychologisch fundierte Psychotherapie“, Band 9). 2016, VI/132 Seiten, € 24,95 / CHF 32,50 ISBN 978-3-8017-2503-7 / Auch als E-Book erhältlich

Dieses Buch vermittelt Therapeuten, worauf sie bei der Klärung von Schemata achten sollten und unter welchen Bedingungen sie die KlientenProzesse durch welche Strategien konstruktiv steuern können.

Der Band beschreibt ein psychotherapeutisches Vorgehen für die Gruppentherapie zur Behandlung von psychischen Belastungen bei Patienten mit einer Krebserkrankung.

Stefan Koch / Dirk Lehr Andreas Hillert

Hansjörg Znoj

Komplizierte Trauer

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2., überarbeitete Auflage

Fortschritte der Psychotherapie

Burnout und chronischer beruflicher Stress

Burnout und chronischer beruflicher Stress

Stefan Koch Dirk Lehr Andreas Hillert

Fortschritte der Psychotherapie

(Reihe: „Fortschritte der Psychotherapie“, Band 23) 2., überarb. Auflage 2016, VI/97 Seiten, € 19,95 / CHF 23,90 (Im Reihenabonnement €15,95 / CHF 21,50) ISBN 978-3-8017-2720-8 / Auch als E-Book erhältlich

(Reihe: „Fortschritte der Psychotherapie“, Band 60) 2015, VI/108 Seiten, € 19,95 / CHF 23,90 (Im Reihenabonnement € 15,95 / CHF 21,50) ISBN 978-3-8017-2650-8 / Auch als E-Book erhältlich

Die Neuauflage des Bandes informiert über die Behandlung von Patienten, die unter einer komplizierten Trauerreaktion leiden.

Dieser Band zeigt Strategien auf, wie chronischer beruflicher Stress in der Therapie gezielt aufgegriffen und bearbeitet werden kann.

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Redaktionshinweis

Neue Redakteure Liebe Leserinnen und Leser, es freut uns Ihnen mitteilen zu können, dass dieses Jahr unsere Redaktion um sechs weitere Mitglieder verstärkt wird, die wir Ihnen im Anschluss an diesen Redaktionshinweis gerne vorstellen möchten. Sie stellen mit ihrer Expertise eine wichtige fachliche Ergänzung dar, die uns hilft, die Vielfalt der Themenbereiche noch besser abzudecken.

Tagrid Leménager (geb. Mamisch) Dr. sc. hum., 1968 geboren

Gegenwärtige Position Leiterin der Arbeitsgruppe „Verhaltenssüchte“ am Lehrstuhl für Suchtforschung in der Klinik für abhängiges Verhalten und Suchtmedizin am Zentralinstitut für seelische Gesundheit, Mannheim

Wir heißen die neuen Mitglieder im Team der Redaktion ganz herzlich willkommen und wünschen ihnen viel Erfolg bei ihrer neuen Aufgabe.

Anil Batra Gerhard Bühringer Stephan Mühlig Hans-Jürgen Rumpf

Seit 2001

Wissenschaftliche Mitarbeiterin am Lehrstuhl für Suchtforschung in der Klinik für Abhängiges Verhalten und Suchtmedizin am Zentralinstitut für Seelische Gesundheit, Mannheim 2008 Promotion zum Dr. sc. hum. am Lehrstuhl für Suchtmedizin an der Medizinischen Fakultät Mannheim der Universität Heidelberg 2008 – 2017 Co-Leiterin der Arbeitsgruppe „Pathologisches Glücksspiel“ 2015 – 2017 Leiterin der Arbeitsgruppe „Internet und Medienabhängigkeit“, welche 2017 umbenannt wurde in Arbeitsgruppe „Verhaltenssüchte“ (entstanden aus den vormals getrennten AGs „Pathologisches Glücksspiel“ und „Internet und Medienabhängigkeit“) 2017 Approbation zur Psychologischen Psychotherapeutin

Fachliche Schwerpunkte Akademischer Werdegang 1994 – 2001 Studiengang der Psychologie an der Universität Mannheim, Diplom 2001 © 2018 Hogrefe

Psychologische, neurobiologische und neuropsychologische Korrelate des pathologischen Glücksspiels und Internet-bezogener Störungen SUCHT (2018), 64 (1), 49–53 https://doi.org/10.1024/0939-5911/a000527

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Redaktionshinweis

Christian P. Müller

Fachliche Schwerpunkte

Prof. Dr. rer. nat., 1972 geboren

• • • • •

Neurobiologie der Sucht und komorbider psychischer Störungen Drogen Instrumentalisierung Tiermodelle pathologischen Verhaltens Serotonin Sphingolipide

Michael A. Rapp Prof. Dr. med. Dr. phil., 1970 geboren

Gegenwärtige Position Universitätsprofessor für Suchtmedizin, Friedrich-Alexander-Universität Erlangen-Nürnberg

Akademischer Werdegang

• • • • •

Studium der Psychologie und Philosophie an der Universität Düsseldorf und Oxford UK), 1999 Diplom in Psychologie, Universität Düsseldorf Promotion 2003 in Experimenteller Psychologie an der Universität Düsseldorf Postdoc an der Universität Syracuse (USA) und Universität Brasilia (Brasilien) Habilitation 2006 im Fach Psychologie an der Universität Düsseldorf 2007 – 2010 Senior Lecturer in Addiction and Behavioural Neuroscience, Institute of Psychiatry, King’s College London (UK)

Gegenwärtige Position Professor für Sozial- und Präventivmedizin, Department Sport- und Gesundheitswissenschaften, Universität Potsdam

Akademischer Werdegang

• Auszeichnungen und Engagement in Fachgesellschaften 2007 Heisenberg-Stipendium der Deutschen Forschungsgemeinschaft 2007 Young Scientist Award der European Behavioural Pharmacology Society (EBPS) 2011 Board Member und Chair verschiedener Komitees der International Behavioral Neuroscience Society (IBNS) 2013 Vorstandsmitglied des Interdisciplinary Center for Neuroscience, Erlangen 2016 Wilhelm-Feuerlein-Forschungspreis

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• • •

•

Studium der Humanmedizin, der Soziologie an der Universität Würzburg, der Freie Universität Berlin und der Humboldt Universität Berlin 2003 Promotion zum Dr. phil. im Fach Psychologie, DFG Graduiertenkolleg Psychiatrie und Psychologie des Alterns, Freie Universität Berlin 2006 Promotion zum Dr. med., Humboldt Universität Berlin Facharztausbildung am Wilhelm-Griesinger-Krankenhaus Berlin, an der Mount Sinai School of Medicine und der Charité Berlin, Facharzt für Psychiatrie und Psychotherapie, Zusatzbezeichnung Geriatrie 2010 Venia legendi (Habilitation), Psychiatrie und Psychotherapie an der Charité

© 2018 Hogrefe

Redaktionshinweis

Auszeichungen und Engagement in Fachgesellschaften

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Engagement in Fachgesellschaften

• • •

Präsident, Deutsche Gesellschaft für Gerontopsychiatrie und -psychotherapie (DGGPP) 2006 NARSAD Young Investigator Award

• •

Fachliche Schwerpunkte

• • •

Neurobiologie des Lernens bei Alkoholabhängigkeit Multivariate Risikoprofile bei seelischen Erkrankungen Versorgungs- und Interventionsforschung

• • •

Vorstand der Deutschen Gesellschaft für Suchtmedizin (DGS); Kongresspräsident 2016, 2017 Vorstand und Gründungsmitglied des Kooperationsnetz universitärer Raucherambulanzen (KURA e. V.); Mitglied des Wissenschaftlichen Arbeitskreis Tabakentwöhnung (WAT e. V.); Mitglied der S3-Leilinienkommission Tabakabhängigkeit Präsident des Europäischen Tabakkongress SRNT-E in München 2018 Mitglied der Bayerischen Akademie für Suchtfragen (BAS)

Fachliche Schwerpunkte

Tobias Rüther

Suchtmedizin, insbesondere legale Suchtmittel, Tabakabhängigkeit

Dr. med., 1969 geboren

Klaus Wölfling Dr. sc. hum., 1971 geboren, 3 Kinder

Gegenwärtige Position

• •

Oberarzt an der Klinik für Psychiatrie und Psychotherapie am Klinikum der Universität München Leider des Forschungsbereichs Tabakabhängigkeit und der Spezialambulanz („Tabakambulanz“)

Akademischer Werdegang

• • •

Studium der Theologie und Humanmedizin an der Ludwig-Maximilians-Universität München Promotion und klinische Ausbildung an der Klinik für Psychiatrie und Psychotherapie der Ludwig-Maximilians-Universität München Facharzt für Psychiatrie und Psychotherapie, Suchtmedizin

Gegenwärtige Position Psychologische Leitung – Ambulanz für Spielsucht und Leitungsteam der Klinik und Poliklinik für Psychosomatische Medizin und Psychotherapie Universitätsmedizin der Johannes Gutenberg-Universität Mainz

Akademischer Werdegang

• • •

© 2018 Hogrefe

Diplom in Psychologie an der Humboldt-Universität zu Berlin ab 2005 stellvertretende Leitung der Interdisziplinären Suchtforschungsgruppe Berlin (ISFB) an der CharitéUniversitätsmedizin Berlin seit 2008 Psychologische Leitung der ‚Ambulanz für Spielsucht‘ an der Klinik und Poliklinik für PsychosomaSUCHT (2018), 64 (1), 49–53

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• •

Redaktionshinweis

tische Medizin und Psychotherapie (Direktor Herr Prof. M. E. Beutel) der Universitätsmedizin der Johannes Gutenberg-Universität Mainz 2011 Promotion zum Dr. sc. hum. (Bewertung: summa cum laude) unter der Betreuung von Frau Prof. H. Flor an der Ruprecht-Karls-Universität Heidelberg Von 2016 bis 2017 Vertretung für 3 Semester die Professur für Medizinische Psychologie und Medizinische Soziologie an der Universitätsmedizin Mainz

Besondere Tätigkeiten

•

• •

2014 – 2016 Sprecher eines interdisziplinären Expertenkonsortiums zur Erstellung des Gutachtens „Neue elektronische Medien und Suchtverhalten“ für das Büro für Technikfolgen-Abschätzung beim Deutschen Bundestag Fachreferent und Ausbilder Psychotherapie an verschiedenen Weiterbildungsinstituten Mitarbeit an der S1-Leitlinie der AWMF für „Internetbezogene Störungen“

Fachliche Schwerpunkte

• • •

Charakterisierung der Ätiologie von Verhaltenssüchten Entwicklung und Wirksamkeitsüberprüfung von Behandlungsansätzen dieser Störungen in diesem Zusammenhang Beschäftigung mit neurowissenschaftlichen Korrelaten von Suchterkrankungen sowie der Wirksamkeitsforschung von Psychotherapie

Ulrich Zimmermann Prof. Dr. med., 1964 geboren

Leiter des Labors für experimentelle Psychopharmakologie

Akademischer Werdegang 1984 – 1991

Studium Medizin an der FAU ErlangenNürnberg 1991 – 1993 Abteilung für gynäkologische Endokrinologie und Reproduktionsmedizin der Universitätsfrauenklinik Erlangen 1993 – 1994 Psychiatrischen Klinik der Universität Erlangen 1995 – 1996 Abteilung für Psychiatrie I der Universität Ulm am Zentrum für Psychiatrie Weissenau.

1996 – 2003 Max-Planck-Institut für Psychiatrie, München 2003 Visiting Research Scholar am Neural Systems Laboratory Indiana University School of Medicine, Indianapolis 2004 – 2007 Klinik für Abhängiges Verhalten und Suchtmedizin am Zentralinstitut für Seelische Gesundheit seit 2007 Klinik und Poliklinik für Psychiatrie und Psychotherapie am Universitätsklinikum Carl Gustav Carus der Technischen Universität Dresden

Auszeichnungen und Funktionen (Auswahl) 1995 Promotionspreis der Werner G. Gehring-Stiftung zur Förderung des wissenschaftlichen Fortschritts in der Reproduktionsmedizin und Fortpflanzungsbiologie.

2003 Ernst-und-Berta-Scharrer-Preis der Deutschen Gesellschaft für Endokrinologie 2016 Wolfram-Keup-Preis des Bundesverbandes für stationäre Suchtkrankenhilfe für die Arbeit „Prognostizieren und Erkennen mittel- und langfristiger Entwicklungsgefährdungen nach jugendlichen Alkoholvergiftungen“ Redaktionsmitglied bei Addiction Biology und Pharmacopsychiatry Mitglied im Referat „Abhängigkeitserkrankungen“ der Deutschen Gesellschaft für Psychiatrie und Psychotherapie, Psychosomatik und Nervenheilkunde (DGPPN)

Gegenwärtige Position Fachliche Schwerpunkte Stellvertretender Direktor an der Klinik und Poliklinik für Psychiatrie und Psychotherapie, Universitätsklinikum Carl Gustav Carus der Technischen Universität Dresden SUCHT (2018), 64 (1), 49–53

•

Klinische Studien, Neurobiologie und Pharmakotherapie von Suchterkrankungen © 2018 Hogrefe

Redaktionshinweis

• • • •

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Multimodale ambulante Suchttherapie bei Abhängigkeit von Alkohol, Methamphetamin und Cannabis Suchttherapie bei Schwangeren und Eltern von Kleinkindern ADHS und Suchterkrankungen Humanexperimentelle Untersuchung von Streßreaktivität, Alkoholwirkungen und Lernvorgängen als Ein-

flußfaktoren der Entwicklung und Aufrechterhaltung von Suchterkrankungen

Publikationen http://www.researcherid.com/rid/B-9357-2011

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Bilder, die überraschen und berühren Bettina Egger / Urs Hartmann

Personenorientierte Maltherapie Wie der Malprozess Gedanken und Gefühle klären kann 2017. 184 S., Kt € 29,95 / CHF 39.90 ISBN 978-3-456-85580-6 Auch als eBook erhältlich Bilder malen ist eine uns allen innewohnende Tätigkeit und gehört zu den tief verankerten menschlichen Ausdrucksformen wie singen, tanzen und sprechen. Sind allfällige Hemmungen erst einmal überwunden, entstehen Bilder, die überraschen, Neues vermitteln und berühren.

Vor diesem Hintergrund haben Bettina Egger und Urs Hartmann die Struktur der Personenorientierten Maltherapie ausgearbeitet und in die Praxis umgesetzt.

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SUCHT (2018), 64 (1), 49–53

Dank an die Gutachter/ Thanks to the Referees Chefredaktion, Redaktion und Verlag der Zeitschrift SUCHT danken all den engagierten Gutachterinnen und Gutachtern ganz herzlich für ihre Unterstützung im Jahr 2017, womit sie wesentlich zur Qualität der Zeitschrift beigetragen haben: Julia Antoni, München Nicolas Arnaud, Hamburg Sophie Baumann, Greifswald Tilman Becker, Stuttgart Anja Bischof, Lübeck Simon Foster, Zürich, Schweiz Stefan Gutwinski, Berlin Severin Haug, Zürich, Schweiz Heinrich Küfner, München Dieter Henkel, Frankfurt Andreas Herz, Hildesheim

SUCHT (2018), 64 (1), 54

Thomas Hillemacher, Hannover Henrik Jungaberle, Berlin Falk Kiefer, Mannheim Michael Klein, Köln Florian Klonek, Crawley, Australien Matthies Morgenstern, Kiel Ulrich Preuß, Herborn Peter-Michael Sack, Hamburg Martina Schäufele, Mannheim Georg Schomerus, Greifswald Gregor Szycik, Hannover Johannes Thrul, Baltimore, USA Samuel Tomczyk, Greifswald Sabina Ulbricht, Greifswald Heinz Vollmer, München Norbert Wodarz, Regensburg Friedrich M. Wurst, Hamburg

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Tagungsankündigungen 21.–22.03.2018 104. Wissenschaftliche Jahrestagung des buss Info: Bundesverband für stationäre Suchtkrankenhilfe e. V. Wilhelmshöher Allee 273 DE- 34131 Kassel Tel. +49 (0)561 779351 buss@suchthilfe.de www.suchthilfe.de 11.–13.04.2018, Tübingen 23. Tübinger Suchttherapietage Info: Sektion Suchtmedizin und Suchtforschung Calwerstraße 14 DE-72076 Tübingen Tagungsbüro Tel. +49 (0)7071 2980922 Fax +49 (0)7071 295384 tst@med.uni-tuebingen.de 05.05.2018, Bad Säckingen 4. Symposium der Deutschsprachigen Gesellschaft für Motivierende Gesprächsführung e. V. „Motivierende Gesprächsführung als Ressource in Medizin und Therapie“ Info: Deutschsprachige Gesellschaft für Motivierende Gesprächsführung DeGeMG www.degemg.org 14.–16.05.2018, Madrid, Spanien IOTOD 2018 (Improving Outcomes in the Treatment of Opioid Dependence) Info: http://www.iotodeducation.com/event/ 22.–25.05.2018, Hamburg 23. Suchttherapietage “Suchtmittel zwischen Verbot und Freigabe – Chancen und Risiken für Prävention und Therapie“ Info: Zentrum für Interdisziplinäre Suchtforschung ZIS Universitätsklinikum Hamburg-Eppendorf Klinik für Psychiatrie und Psychotherapie Martinistraße 52 E-20246 Hamburg Tel. +49 (0)40 741054203 http://www.suchttherapietage.de/

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25.–27.05.2018, Krakau, Polen 13th European Opiate Addiction Treatment Association (EUROPAD) Conference Info: http://www.europad.org/europad18.php 28. 05.–01.06. 2018, Chiang mai, Thailand KBS 2018 – 44th Annual Alcohol Epidemiology Symposium of Kettil Bruun Society Info: KBS Conference Team Rasmon Kalayasiri, M. D. Centre for Alcohol Studies Epidemiology Unit, Faculty of Medicine Prince of Songkla University, Hat Yai, Songkhla, Thailand Tel. +66 (0)2256 4298 kbs2018@cas.or.th www.kbs2018chiangmai.org 09.–14.06.2018, San Diego, California, USA 80th Annual Scientific Meeting – The College on Problems of Drug Dependence Info: http://www.cpdd.org/ 20.–22.06.2018, Heidelberg 31. Heidelberger Kongress des Fachverbands Sucht e. V. „Sucht und Komorbidität – Sucht als Komorbidität“.

Info: Fachverband Sucht e. V. Walramstraße 3 DE-53175 Bonn Tel.: +49 (0)228 261555 sucht@sucht.de 08.–10.10.2018, Berlin DHS und fdr+ – Fachkongress „SUCHT: bio-psychoSOZIAL“ Info: Doris Kaldewei, Jolanthe Kepp, Deutsche Hauptstelle für Suchtfragen, kaldewei@dhs.de, kepp@dhs.de 28.11.–01.12.2018, Berlin DGPPN Kongress 2018 Info: https://www.dgppn.de

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Neue Literatur Deutsches Krebsforschungszentrum (Hrsg.) (2017). Alkoholatlas Deutschland 2017. Lengerich: Pabst. ISBN 978-3958-53334-9

Nielsen, S., Raimondo, B. & Schenk, S. (Hrsg.). (2017). Nonmedical and illicit use of psychoactive drugs. Berlin: Springer. ISBN 978-3-319-60014-7

McAnally, H. B. (2017). Opioid dependence. An epidemiologic and clinical approach. Berlin: Springer. ISBN 978-3319-47496-0

Passow, D. & Schläfke, D. (2018). Delinquenz und Sucht: Eine Einführung in die forensisch-psychiatrische Praxis.

Stuttgart: Kohlhammer. ISBN 978-3-17-030067-5

Milhorn, H. T. (2017). Substance Use Disorders: A Guide for the Primary Care Provider. Berlin: Springer. ISBN 978-3319-63039-7

Petzold, H. G., Scheiblich, W. & Lammel, U. a. (Hrsg.).

(2017). Integrative Suchttherapie. Logik, Ökonomie, Ethik (3. Aufl.). Berlin: Springer VS. ISBN 978-3-53117565-2

Müller, K. & Wölfling, K. (2017). Pathologischer Mediengebrauch und Internetsucht. Stuttgart: Kohlhammer. ISBN 978-3-17-023361-4

Wiesbeck, G. A. (2017). Kokainabhängigkeit. Stuttgart: Kohlhammer. ISBN 978-3-17-023948-7

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