GÖTEBORGS UNIVERSITET PSYKOLOGISKA INSTITUTIONEN Validering av den svenska översättningen av Impaired control scale – självskattningsskala som undersöker kontroll av alkoholkonsumtion Erik Myhrman Examensarbete 30 poäng Psykologprogrammet Vårterminen 2014 Handledare: Kristina Berglund 1 Validering av den svenska översättningen av Impaired control scale – självskattningsskala som undersöker kontroll av alkoholkonsumtion Erik Myhrman Sammanfattning. Föreliggande studies syfte var att undersöka validitet och intern konsistens för den svenska översättningen av Impaired control scale (ICS), en självskattningsskala som mäter grad av kontroll av alkoholkonsumtion. ICS består av subskalorna; Attempt control (AC), Failed control (FC) samt Predicted control (PC). Svar på ICS sammanställdes från respondenter (n = 203) som behandlats för alkoholproblem vid mottagningar i Västra Götaland. Faktoranalysen visade en bakomliggande faktor för AC, och två faktorer för FC respektive PC. Den interna konsistensen var god. Resultaten visar att den svenska översättningen av ICS är av sådan kvalitet att den kan användas i Sverige, men översyn av översättningen bör göras. Fler svenska validitetsstudier behövs, då det i föreliggande studie saknas analyser för test-retest, samt prediktiv validitet. I Centralförbundet för alkohol- och narkotikaupplysnings (CAN:s) rapport Hur mycket dricker svensken? – alkoholkonsumtionen i siffror 2001 – 2012 som bland annat mäter svenska folkets alkoholinförskaffning framgår att mellan åren 2001 och 2012har konsumtionen av alkohol ökat (Leifman & Trolldal, 2014). I Statistiska centralbyråns (SCB:s) Undersökning av levnadsförhållanden (ULF) som bland annat mäter svenska folkets alkoholkonsumtion framgår det att andelen svenskar med hög alkoholkonsumtion har ökat från mätperioden 1996 - 1997 till 2004 - 2005 (Statistiska centralbyrån, 2007). Detta gäller såväl kvinnor som män, undantaget män i åldern 65 - 74 där andelen med hög alkoholkonsumtion var densamma. Samtidigt så framträder en minskning i grupperna ingen alkoholkonsumtion och låg alkoholkonsumtion både bland kvinnor och bland män i samtliga åldersspann. Högst andel högkonsumenter av alkohol återfinns bland de unga, såväl kvinnor som män. En viktig del av förklaringen av beroende och missbruk av alkohol har länge varit att individen har svårt att kontrollera sin konsumtion. Redan på 1700-talet lyftes försämrad kontroll fram som en viktig aspekt av alkoholberoende (Levine, 1978). Sedermera gick synen över till att betrakta drickandet som en sjukdom, där en viktig aspekt var den ofrivilliga och, mer eller mindre, totala förlorandet av kontrollen över sitt eget beteende (Heather & Robertson, 1997; Levine, 1978). Att förlora kontrollen vid drickande är även något som Anonyma Alkoholister (AA) har tagit fasta på i sitt tolvstegsprogram (Jellinek, 1952, 1960). När World Health Organisation (WHO) antog ICD-9 1975 ändrades kriterierna för Alkoholberoendesyndrom (F10) från att i tidigare version ha skrivit ”ofrivillig och fast kontrollförlust” till att nu istället skriva försämrad kontroll (Edwards och Gross, 1976; Edwards, Gross, Keller, Moser, och Room, 1977). Detta begrepp var mindre förutsägbart och därigenom särskiljt från det mer fasta att tappa kontrollen, här såg man istället hur det kunde variera i grad och över tid samt återkomma och därigenom inte ses 2 som permanent förlorat (Edwards & Gross, 1976). Edwards med kollegor (1977) gav genom sina studier en omfattande beskrivning av fenomenet försämrad kontroll, dock så saknades redogörelse för de processer som var bakomliggande för fenomenet, teorier om man så vill. Exempelvis fanns det en oklarhet om det vid varje tillfälle av försämrad kontroll verkligen är så att kontrollen just var försämrad eller om individen valde att inte utöva kontroll. Avsaknaden av förklaringsmodeller för försämrad kontroll har gjort att det har varit problematiskt att mäta och undersöka fenomenet. Trots detta har frågor ställts om ”försämrad kontroll” utan att det funnits en definition av vad fenomenet inbegriper. Frågor har ställts om försämrad kontroll i en rad undersökningar om den generella populationens dryckesvanor (Cahalan & Room, 1974; Clarke & Cahalan, 1976; Edwards, Chandler, Hensman & Peto, 1972; Edwards, Hensman & Peto, 1972) och har även ingått i enkäter som avser att mäta i hur stor utsträckning respondenten är beroende av alkohol (Raistrick, Dunbar & Davidson, 1983; Skinner & Allen, 1982) samt vid alkoholrelaterad problematik (Selzer, 1971). Innan Heather, Tebbutt, Mattick och Zamir (1993) utvecklade Impared Control Scale (ICS) fanns inget validerat instrument som mätte just försämrad kontroll. Storm och Cutler (1975) definierar försämrad kontroll som att individen ”dricker i en kvantitet och till en grad av berusning bortom vad denne hade räknat med eller planerat ”. Denna definition tog Heather et al. (1993) till vara på när han tillsammans med kollegor utvecklade ICS. Instrumentet avser att mäta försämrad kontroll som en kontinuerlig variabel genom att individen får skatta frekvensen av episoder av förlorad kontroll de senaste sex månaderna och är uppdelat i tre olika subskalor: Attempt control (AC), Failed control (FC) samt Predicted control (PC). AC utforskar om respondenten har gjort försök till att dricka mindre de senaste sex månaderna, FC utforskar om respondenten misslyckats att kontrollera sitt drickande de senaste sex månaderna och PC försöker ge svar på hur verksamma respondenten tror att dennes försök till att kontrollera sin alkoholkonsumtion är i framtiden. Instrumentet består allt som allt av 25 påståenden, AC består av fem påståenden, FC av tio och så även PC. Påståendena i FC och PC är liknande, skillnaden är att där den förra fokuserar på dåtid så fokuserar den senare på framtid. ICS har tidigare undersökts tre gånger med avsikt på validitet, reliabilitet och struktur (Heather et al., 1993; Heather, Booth & Luce, 1998; Marsh, Smith, Saunders & Piek, 2002). Strukturen på skalan fanns stringent i samtliga studier, med undantag för Heather et al. (1998) som i sin studie fann två bakomliggande faktorer för subskalorna FC och PC. Korrelationen mellan de olika subskalorna var stark mellan FC och PC i samtliga studier (Heather et al., 1993, 1998; Marsh et al., 2002). Detta tyder på att det finns en korrelation mellan förväntad kontroll över alkoholkonsumtionen och huruvida man faktiskt lyckas kontrollera drickandet. Någon korrelation mellan AC och de två övriga subskalorna kunde ej uppvisas. Den samtida validiteten fanns vara god (Heather et al., 1993,1998; Marsh, 2002). I samtliga studier korrelerade FC och PC med andra instrument för att mäta alkoholberoende, vilket tyder på att lägre förväntningar av att klara av att kontrollera alkoholkonsumtionen och misslyckanden att faktiskt göra det var associerat med en högre grad av alkoholberoende. Den interna konsistensen, huruvida de olika frågorna mätte samma sak, för ICS:s samtliga subskalor bedömdes vara god, detta uppmättes med hjälp av Cronbachs alfa 3 (Heater et al, 1993, 1998; Marsh, 2002). Detta gällde för klinisk grupp, kontrollgrupp samt för de båda grupperna kombinerat. Test-retest reliabiliteten i ICS var hög (Heather et al., 1993). 2 - 3 veckor efter utfört test fick ett sample göra om ICS, korrelationen fanns inte understiga 0,77, med undantag för AC för kontrollgruppen där korrelationen var 0,63. Delskalan FC fanns korrelera högt med behandlingsresultat. (Heather et al., 1998). Vid en uppföljning visade sig högre grad av försämrad kontroll korrelera med ett försämrat behandlingsresultat. Uppföljningen gjordes efter en tre veckors behandling med ett medel på 36 veckor efter avslutat behandling. Syftet med denna uppsats var att validera ICS för en svensk population, då detta ej gjorts tidigare och då denna skattningsskala används i Sverige. Således undersöktes instrumentets validitet och interna konsistens. Metod Respondenterna i denna studie ingår i Gothenburg Alcohol Research Project (GARP), ett tvärvetenskapligt longitudinellt forskningsprojekt vid Göteborgs Universitet (Berglund et al., 2008; Berglund, 2009; Berglund et al., 2013; Fahlke et al., 2012). I forskningsprojektet, som startade 2002, ingår Psykologiska institutionen samt Institutionen för klinisk neurovetenskap och fysiologi. Forskningsprojektets övergripande målsättning är att studera psykobiologiska riskfaktorer; vid uppkomsten av alkoholberoende, mekanismer som vidmakthåller beroendet samt faktorer som inverkar på behandlingsutfallet. Respondenterna har rekryterats via olika behandlingsverksamheter för alkoholberoende inom Västra Götalandsregionen. Dessa respondenter intervjuades och fick svara på självskattningsskalor vid behandlingsstart, samt efter 18 månader och fem år. Det ingår för närvarande cirka 350 respondenter i forskningsprojektet. Deltagare I föreliggande studie ingick 203 respondenter (55 kvinnor och 148 män) som påbörjat behandling enligt Minnesotamodellen (så kallad 12-stegsbehandling). Alla respondenterna uppfyllde kriterierna för alkoholberoende (DSM-IV American Psychiatric Association, 1994). Exklusionskriterier för deltagande i studien var narkotikaberoende och allvarlig psykisk störning. Medelåldern för respondenterna var 46,33 (s = 10,8) år där åldersspannet var 21 – 69 år. Av respondenterna levde 52,2 % (n = 106) i ett förhållande. Majoriteten, 79,8 % (n = 162) hade en anställning och 89,7 % (n = 182) hade en egen bostad. Respondenterna hade, i medeltal haft alkoholproblem i 11,98 år (s = 8,9). Instrument Impaired Control Scale (ICS). För att mäta respondenternas grad av kontroll vid drickande användes ICS, beskrivet i inledningen (Hether et al., 1993, 1998; Marsh et al., 4 2002). ICS består av 25 frågor (se Bilaga 1) uppdelat på tre subskalor; Attempted control (AC), Failed control (FC) samt Perceived control (PC). ICS översattes till svenska av två av forskarna kopplade till GARP, som först gjorde en enskilld översättning som sedan samkördes. Denna gemensamma översättning rättades sedan av en person med engelska som modersmål och mycket goda kunskaper i svenska. När respondenterna besvarade ICS var formuläret uppdelat i två delar, ”Del 1” bestod av AC och FC och ”Del 2” bestod av PC. AC består av fem frågor och avser att mäta respondentens försök att begränsa och avstå från att dricka alkohol under det senaste året. Subskalan har sex svarsalternativ för varje fråga; ”Aldrig”, ”Sällan”, ”Ibland” ”Ofta”, ”Alltid” samt ”Gäller ej”. Subskalan FC består av tio frågor som avser att mäta respondentens erfarenheter av att lyckas och misslyckas med att minska på sitt drickande, eller avstå helt från att dricka (se Bilaga 1). Dessa frågor har samma svarsalternativ som subskalan AC, ”Aldrig”, ”Sällan”, ”Ibland” ”Ofta”, ”Alltid” samt ”Gäller ej”. Den tredje subskalan, PC, består av tio frågor. Dessa frågor avser att mäta vad respondenterna tror om sin framtida alkoholkonsumtion (se Bilaga 1). Frågorna har sin motsvarighet i frågorna i subskalan FC. Subskalan har fem svarsalternativ för varje fråga; ”Håller absolut inte med”, ”Håller inte med”, ”Vet inte”, ”Håller med” samt ”Håller absolut med”. Addiction Severity Index (ASI). För att få fram bakgrundsfakta om respondenterna, samt deras nuvarande livssituation och alkohol- och drogvanor användes ASI som är en strukturerad intervju (McLellan et al., 1992). ASI har utvecklats i en svensk version (Socialstyrelsen, 2007). Intervjun används såväl kliniskt som i beroendeforskning. I föreliggande studie användes data från det första intervjutillfället. Procedur I en första screeningsintervju med läkare, som verksamheten själv gjorde, exkluderades personer med narkotikaberoende och allvarlig psykisk störning. För de personer som inkluderades att genomgå behandling tillfrågades dessa vid inskrivningen om de ville delta i en forskningsstudie. Tackade de ja, tilldelades de en tid för att bli intervjuade några dagar senare. De fick också vid inskrivningen ett antal självskattningsformulär, däribland ICS, som skulle vara färdigifyllda i samband med intervjun. Intervjun gjordes i den lokal där behandlingen genomfördes. Intervjun utfördes av någon av forskarna inom GARP. Längden på intervjuerna var 50 till 90 minuter. Databearbetning och statistik analys För att genomföra dataanalysen användes IBM SPSS (Service Product for Statistical Solution) 21.0, vid samtliga uträkningar sattes signifikansnivån till p < ,01, undantaget Bartlett’s test of sphericity där signifikansnivån sattes till p < ,05. En beskrivning av de statiska analysmetoder som användes följer nedan: 5 Faktoranalys. För att avgöra huruvida de olika subskalorna kunde reduceras till en eller möjligtvis flera komponenter(/faktorer) användes Principalkomponentsanalys (PCA) med en ortogonal rotation av slaget Varimax. Efter rotationen laddar varje fråga på de olika faktorerna som framkommer med ett värde mellan 0 och 1. För att en frågas roterade faktorladdning skall ladda på en faktor krävs det att den överstiger ,3. För att mäta interkorrelationen, korrelationen mellan de olika variablerna, användes Bartlett’s test of sphericity (Bartlett, 1954) samt Kaiser-Meyer-Oklin (KMO) (Kaiser, 1970, 1974). Bartlett’s test of sphericity bör vara signifikant på signifikansnivån p < .05. KMO ger ett värde mellan 0 och 1, detta värde bör vara över .6 för att interkorrelationen ska betecknas som god. För att avgöra antalet faktorer på de olika subskalorna användes tre olika analysmetoder; Kaisers kriterium, Catell’s scree test samt Horn’s parallel analysis. Kaisers kriterium gör gällande att för att en faktor skall tas i beaktning skall dess egenvärde överstiga 1. Catell’s Scree test innebär att vid en okulärbesiktning av ett tests ”kurva” gällande dess faktorer avgöra var brytningen sker och kurvan planar ut (Catell, 1966). De faktorer som överstiger denna brytpunkt anses bidra till att förklara variansen av datan. Vid Horn’s parallel analysis jämförs egenvärdet för en faktor med ett framslumpat egenvärde (Horn, 1965). Detta sker genom att egenvärdet räknas ut på 100 randomiserade set med samma egenskaper som ursprungsdatan med avseende på antalet respondenter och frågor. Av dessa egenvärden räknas sedan ett medelvärde ut. Överstiger den ursprungliga faktorns egenvärde det randomiserades anses denna fråga bidra till att förklara variansen för faktorn. Korrelation. För att räkna ut korrelationen mellan de olika frågorna på respektive subskala samt mellan de olika subskalorna användes Pearson’s product-moment correlation coefficient. Korrelationen mäts här i ett värde mellan 1 och -1, där 1 står för total korrelation, 0 står för ingen korrelation och -1 för total negativ korrelation. Intern konsistens. För att kontrollera den interna konsistensen hos ICS användes Cronbachs alfa på subskalorna. Cronbachs alfa bör överstiga .7 för att god intern konsistens skall anses ha uppnåtts. ICS. På subskalan AC avkodades svaren ”Aldrig” till ”Alltid” med de numeriska värdena 0 – 4. Då en fråga ej besvarats eller besvarats med ”Gäller ej” rättades dessa som ”Missing value” och hela subskalan räknades bort. På subskalan FC avkodades svaren ”Aldrig” till ”Alltid” med de numeriska värdena 0 – 4. Frågorna 9, 11, 12 samt 15 rättades omvänt. Heather et al. (1998) föreslog att frågor som svarats ”Gäller ej” skulle ges värde noll, alltså att dessa svar motsvarade ”Aldrig”, alternativt ”Alltid” då frågan rättades omvänt, detta har tillämpats i detta examensarbete. På subskalan PC avkodades svaren ”Håller absolut inte med” till ”Håller absolut med” med de numeriska värdena 0 – 4, med undantag för frågorna 19, 21, 22 och 25 som rättades omvänt. Då en fråga inte bevarats behandlades detta svar som ”Missing value” och hela subskalan bortföll således från beräkningarna. På grund av ej fullständigt ifyllda självskattningsformulär (ASI och ICS) uteslöts 25 deltagare. 6 Resultat Faktoriell struktur Principal komponent analys (PCA) användes för att undersöka möjligheten att tolka de tre subskalorna på ICS som individuella faktorer. Rotationsmetoden var av slaget Varimax. För den första subskalan, AC, beräknades Kaiser-Meyer-Oklin-värdet till att vara .83 och Bartlets test of spherity uppnådde statistisk signifikans vilket medför att interkorrelationen får ses som god (Bartlett, 1954; Kaiser, 1970, 1974). För AC framkom en enskild faktor som stod för 66,53 % av variansen. Denna faktor hade ett egenvärde på 3,33. Nästkommande faktor hade ett egenvärde på 0,67, Kaisers kriterium gör gällande att denna faktor kan bortses ifrån. Även Catell’s scree test gör gällande att endast den första faktorn har en påverkan på den totala variansen (se figur 1) (Catell, 1966). Samma resultat gavs för Horn’s parallel analysis (Horn, 1965) (se tabell 1). Figur 1. Egenvärde för faktorer på subskalan AC. Tabell 1 Jämförelse av egenvärde för AC med motsvarande normvärde. Faktor Egenvärde Normvärde Beslut 1 3,32 1,19 Acceptera 2 ,69 1,09 Förkasta 3 ,41 1,00 Förkasta 4 ,36 ,92 Förkasta 5 ,24 ,82 Förkasta 0 1 2 3 4 1 2 3 4 5 E ge nv är de Faktorer 7 För subskalan, FC, beräknades Kaiser-Meyer-Oklin-värdet till att vara .86 och Bartlets test of spherity uppnådde statistisk signifikans vilket medför att interkorrelationen får ses som god (Bartlett, 1954, Kaiser, 1970, 1974). Kaisers kriterium gav för subskalan FC två faktorer, dessa faktorer hade ett egenvärde på 5,07 respektive 1,28 näskommande faktors egenvärde var 0,69 och kunde enligt Kaiser’s kriterium ignoreras. Dessa två faktorer stod för 50,69 % respektive 12,77 % av variansen. Catell’s scree test gör gällande att två faktorer har en påverkan på den totala variansen (se figur 2) (Catell, 1966). Samma resultat gavs för Horn’s parallel analysis (Horn, 1965) (se tabell 2). Den första faktorn bestod av åtta av de tio frågor med positiva roterade faktorladdningar mellan 0,5 och 0,8 (se tabell 3). 0,3 används som cut off-värde för att ett item skall kunna räknas till en faktor. De två resterande frågor, fråga elva och tolv bildade tillsammans med frågorna nio, tretton, fjorton samt femton en andra faktor. Det var således vissa frågor som laddade högt i båda faktorerna (se tabell 3). Figur 2. Egenvärde för faktorer på subskalan FC. 0 1 2 3 4 5 6 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 E ge nv är de Faktorer 8 Tabell 2 Jämförelse av egenvärde för FC med motsvarande normvärde. Faktor Egenvärde Normvärde Beslut 1 5,07 1,36 Acceptera 2 1,28 1,25 Acceptera 3 ,69 1,17 Förkasta 4 ,64 1,09 Förkasta 5 ,60 1,03 Förkasta 6 ,54 ,96 Förkasta 7 ,45 ,89 Förkasta 8 ,34 ,82 Förkasta 9 ,25 ,75 Förkasta 10 ,16 ,68 Förkasta Tabell 3 Roterade faktorladdningar för frågor på subskalan FC. Fråga Faktor 1 Faktor 2 6 ,64 ,27 7 ,89 -,03 8 ,81 ,16 9 ,68 ,47 10 ,65 ,22 11 ,18 ,85 12 ,06 ,83 13 ,50 ,63 14 ,58 ,40 15 ,58 ,58 För subskalan, PC, beräknades Kaiser-Meyer-Oklin-värdet till att vara .83 och Bartlets test of sphericity uppnådde statistisk signifikans vilket medför att interkorrelationen får ses som god (Bartlett, 1954; Kaiser, 1970, 1974). Kaisers kriterium gav för subskalan PC två faktorer, med ett egenvärde på 4,28 respektive 1,76, nästkommande faktors egenvärde var ,87 och kunde således ignoreras. Dessa faktorer stod för 42,79% respektive 17,56% av variansen. Catell’s scree test gör gällande att två faktorer har en påverkan på den totala variansen (se figur 3) (Catell, 1966). Samma resultat gavs för Horns parallel analysis (Horn, 1965) (se tabell 4). I Tabell 5 redovisas de roterade faktorladdningarna för respektive fråga och faktor. Den första faktorn bestod av sju av de tio frågor som utgjorde PC; fråga 18, 19, 21, 22, 23, 24 samt 25. Dessa laddade positivt med ett värde mellan 0,3 och 0,9. Den andra faktorn bestod av frågorna 16, 17, 18, 19, 20, 23 samt 24. Frågorna 18, 19, 23 och 24 laddade alltså på båda faktorer. 9 Figur 3. Egenvärde för faktorer på subskalan PC. Tabell 4 Jämförelse av egenvärde för PC med motsvarande normvärde. Faktor Egenvärde Normvärde Beslut 1 4,28 1,36 Acceptera 2 1,76 1,25 Acceptera 3 ,73 1,17 Förkasta 4 ,70 1,09 Förkasta 5 ,59 1,03 Förkasta 6 ,56 ,96 Förkasta 7 ,42 ,89 Förkasta 8 ,36 ,82 Förkasta 9 ,32 ,75 Förkasta 10 ,14 ,68 Förkasta 0 1 2 3 4 5 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 E ge nv är de Faktorer 10 Tabell 5 Roterade faktorladdningar för frågor på subskalan PC. Fråga Faktor 1 Faktor 2 16 ,14 ,78 17 - ,03 ,82 18 ,40 ,60 19 ,38 ,57 20 ,11 ,71 21 ,92 ,13 22 ,88 ,10 23 ,76 ,32 24 ,42 ,32 25 ,81 ,05 Intern konsistens För att kontrollera reliabiliteten i ICS beräknades Cronbachs alpha (se tabell 6). Samtliga av dessa resultat får anses representera god intern konsistens. Dessa värden gick ej att förbättra genom att ta bort någon fråga från de olika subskalorna. Tabell 6 Cronbachas alfa för subskalor på ICS Subskala Cronbachs alpha AC ,86 FC ,89 PC ,85 Korrelation Korrelationen mellan de olika subskalorna beräknades med Pearsons korrelationstest (se tabell 7). Av detta framkom att korrelationen vad signifikant mellan subskalorna, med undantag för korrelationen mellan AC och PC där det ej hittades en signifikant korrelation. Tabell 7 Korrelation mellan subskalor i ICS Subskala AC FC PC AC - ,27* ,07 FC - - ,57* PC - - - * p < ,01 11 Uträkning gjordes även mellan olika frågor på respektive subskala (se Tabell 8, 9 samt 10). Detta gav för AC signifikant korrelation mellan samtliga frågor. För FC var det endast fråga nummer sju i förhållande med fråga elva och tolv som ej uppvisade en signifikant korrelation, övriga item hade en signifikant korrelation till varandra. För PC fanns ej en signifikant korrelation för fråga nummer 17 i förhållande med frågorna 21, 22 samt 25, fråga nummer 22 uppvisade ej heller en signifikant korrelation gentemot fråga nummer 20. Övriga frågor korrelerade på en signifikant nivå i förhållande till varandra. Tabell 8 Korrelation mellan frågor på AC Fråga 1 2 3 4 5 1 - ,70* ,54* ,76* ,57* 2 - - 48* ,62* ,62* 3 - - - ,58* ,33* 4 - - - - ,57* 5 - - - - - * p < ,01 Tabell 9 Korrelation mellan frågor på FC Fråga 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 6 - ,50* ,42* ,52* ,39* ,34* ,25* ,50* ,44* ,44* 7 - - ,70* ,52* ,50* ,17 ,13 ,46* ,46* ,45* 8 - - - ,61* ,45* ,33* ,25* ,47* ,45* ,52* 9 - - - - ,48* ,49* ,37* ,54* ,43* ,79* 10 - - - - - ,31* ,27* ,46* ,40* ,40* 11 - - - - - - ,56* ,59* ,40* ,53* 12 - - - - - - - ,49* ,31* ,44* 13 - - - - - - - - ,53* ,51* 14 - - - - - - - - - ,57* 15 - - - - - - - - - - * p < ,01 12 Tabell 10 Korrelation mellan frågor på PC Fråga 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 16 - ,54* ,39* ,46* ,39* ,26* ,21* ,31* ,29* ,18* 17 - - ,41* ,32* ,46* ,11 ,13 ,22* ,21* ,06 18 - - - ,44* ,39* ,43* ,39* ,50* ,20* ,29* 19 - - - - ,29* ,38* ,34* ,34* ,21* ,27* 20 - - - - - ,19* ,14 ,33* ,27* ,19* 21 - - - - - - ,84* ,68* ,33* ,72* 22 - - - - - - - ,61* ,34* ,62* 23 - - - - - - - - ,47* ,52* 24 - - - - - - - - - ,27* 25 - - - - - - - - - - * p < ,01 Diskussion Föreliggande studies syfte var att undersöka validitet och reliabilitet för den svenska översättningen av Impaired control scale (ICS). ICS innefattar tre olika subskalor som undersöktes med sedvanliga validitets- och intern konsistensstest. Datareduktion Attempt control. För den första subskalan, AC, framkom vid datareduktion endast en faktor. Samtliga frågor på AC kunde alltså sägas mäta samma bakomliggande faktor. Något som även tidigare studier visat (Heather et al., 1993, 1998; Marsh et al., 2002). Failed control. För den andra subskalan, FC, framkom två faktorer vid datareduktion. Dessa två faktorer framträdde med samtliga tre analysmetoder som användes för att extrahera faktorer. Noterbart är att den andra faktorn inte kunde förkastas, även om den låg väldigt nära det normvärde som beräknats fram för faktorn. Tidigare forskning är här tvetydig, Heather et al. (1998) fann även de två faktorer medan Heather et al. (1993) och Marsh et al. (2002) endast fann en bakomliggande faktor för FC. Den första faktorn som framkom bestod av samtliga frågor med undantag för fråga elva (11) ”Under det senaste året, har jag med lätthet slutat dricka efter ett eller två glas alkohol” och tolv (12) ”Under det senaste året, har jag slutat dricka innan jag har blivit riktigt full”. Dessa frågor, tillsammans med frågorna 9 och 15, var de frågor som rättats omvänt. Fråga 9 och 15 laddade även de på den andra faktorn, dock inte lika starkt som frågorna 11 och 12. Det är möjligt att det här har funnits en svårighet hos respondenterna att tolka hur dessa frågor skall besvaras. Predicted control. Även för den tredje subskalan, PC, framkom det två faktorer vid datareduktionen. Här är tidigare forskning inte samstämmig, Heather et al. (1998) fann två bakomliggande faktorer medan Heather et al. (1993) och Marsh et al. (2002) fann endast en bakomliggande faktor för PC. 13 På den första faktorn laddade samtliga frågor, med undantag för frågorna 16, 17 och 20 (”Det kommer att vara svårt för mig att begränsa mängden som jag dricker.”, ”Jag kanske börjar dricka, trots att jag har bestämt mig för att inte göra det.” samt ”Jag skulle kunna börja dricka, trots att jag vet att det skulle orsaka mig problem [t.ex. problem på jobbet, med familj/vänner, polisen etc.]”). Dessa frågor laddade på den andra faktorn. Dessa resultat tyder på att det finns fler bakomliggande faktorer på subskalorna FC och PC. Det är, utan vidare analys av svaren, svårt att säga vad dessa olika faktorer representerar. Intern konsistens Den interna konsistensen var god, då Cronbachs alfa uppvisade ett högt värde för samtliga subskalor. Den interna konsistensen för ICS får därför betecknas som mycket god. Något som även tidigare forskning visat (Heather et al., 1993, 1998). Korrelation mellan och inom de olika skalorna Det kunde påvisas korrelation mellan de olika subskalorna, med undantag för mellan AC och PC där korrelationen ej var signifikant. Att korrelation ej kunde uppbringas mellan dessa två subskalor kan ha många olika orsaker. Heather et al. (1993) påpekar att i och med att AC mäter andra värden, respondentens medvetna försök till att begränsa sitt drickande, än de andra subskalorna är det naturligt att den inte korrelerar med övriga subskalor. Attempt control. Samtliga frågor på subskalan korrelerade med varandra, vilket stärker de resultat som gavs vid principalkomponentsanalysen. Failed control. Samtliga frågor på subskalan korrelerade med varandra, undantaget fråga elva (11) och tolv (12) som inte korrelerade med fråga sju (7). Det var alltså dessa frågor, elva och tolv, som föll ut och inte laddade på den första faktorn vid principalkomponentsanalysen. Predicted control. På subskalan korrelerade inte fråga 17 med frågorna 21, 22 och 25 samt så uppnåddes ej korrelation mellan frågorna 20 och 22. Då varken fråga 17 eller fråga 20 laddade på den första faktorn vid principalkomponentsanalysen är det inte konstigt att de faller ut även här. Tidsaspekten I det ursprungliga formuläret sattes tidsspannet som respondenten skulle behöva ta i beaktande för att besvara subskalorna AC och FC sex månader, i den svenska översättningen har detta tidsspann utökats till tolv månader. Det är möjligt att detta har påverkat resultaten i detta examensarbete. Å ena sidan kan det ha uppkommit svårigheter för respondenterna att göra en korrekt bedömning av ett sådan långt tidsspann då konsumtionen av alkohol kan ha varierat exempelvis genom att denna har eskalerat eller minskat. Å andra sidan föreslår Davidson (1987) att tidsspannet när det gäller frågor om alkoholkonsumtion bör vara så långt så möjligt. Det kan alltså har varit 14 så att denna utformning av ICS har gett ett mer korrekt resultat i förhållande till tidigare forskning (Heather et al., 1993, 1998; Marsh et al. 2002) Översättning av frågor Detta formulär har översatts till svenska från ett engelskspråkigt original. Problem kan uppstå, då enstaka ords översättning kan påverka hela innebörden av ett påstående. Detta kan till exempel ha skett i fråga 17 som i original skrivs ”I would start to drink, even after deciding not to”, och som översatts till ”Jag kanske börjar att dricka, trots att jag har bestämt mig för att inte göra det”. Skillnaden här är att ”would” översatts till ”kanske”, ett mer passande ord skulle förmodligen vara ”skulle”. ”Kanske” blir mer öppet och riskerar att tolkas olika av olika respondenter. Något som även märkts då denna fråga föll ut både i principalkomponentsanalysen och i beräkning av korrelationen mellan de olika frågorna på subskalan PC. Noteras bör även att frågorna inte översatts konsekvent, fråga 20 har översatts ”Jag skulle kunna börja dricka…” från ”I would start drinking”, i relation till översättningen av ovan nämnda fråga 17. Det är av yttersta vikt att ICS i sin svenska översättning korrigeras så att frågorna blir mer konsekvent utformade, och därigenom mer lika varandra och lättare att besvara. Brister i studien och framtida forskning Beräkningarna i detta arbete har endast utgått från en klinisk grupp. Det hade naturligtvis varit att föredra att det även gjordes beräkningar på, och jämförelser med, en ickeklinisk kontrollgrupp, något som hade ökat tillförlitligheten i beräkningarna. Det hade även varit av värde att utföra uppföljningar, så kallad test-retest, på respondenterna, alltså se huruvida de svarar liknande på formuläret. Det finns förvisso uppföljningar, men dessa är gjorda efter 18 månader och efter genomgången behandling. Denna data går inte att använda då för lång tid har förflutit och respondenterna genomgått en behandling och genom denna förhoppningsvis förändrat sitt dryckesmönster. Det vore även av värde att undersöka den samtida validiteten med andra instrument som avser mäta alkoholberoende. Detta för att se hur ICS korrelerar med dessa instrument. Denna studie har inte undersökt utfallet av behandling i förhållande till respondenternas svar på ICS. Detta skulle också vara av godo för att undersöka huruvida ICS kan användas kliniskt för att predicera behandlingsresultat. Data finns att tillgå då samtliga respondenter ingick i GARP och genom detta projekt gjort uppföljningar som ovan redan nämnts. Speciellt då tidigare forskning har visat att FC korrelerat med behandlingsutfall (Heather et al., 1998). 15 Referenser American Psychiatric Association (1994). Diagnostic and statistical manual of mental disorders, 4th edition, Washington DC: APA. Bartlett, M. S. (1954). A note on the multiplying factors for various chi square approximations. Journal of the Royal Statistical Society, 16 (Series B), 296–298. Berglund, K. (2009). Socially stable alcoholics: what characterizes them? drinking pattern, personality and health aspects of psychosocial and clinical importance. Doktorsavhandling. Göteborgs Universitet: Psykologiska institutionen, Göteborg. Berglund, K., Balldin, J., Berggren, U., Gerdner, A., & Fahlke, C. (2013). Childhood maltreatment affects the serotonergic system in male alcohol-dependent individuals. Alcoholism: Clinical and Experimental Research, 37, 757-762. Berglund K., Berggren U., Fahlke C., & Balldin J. (2008). Self-reported health functioning in Swedish alcohol-dependent individuals: age and gender perspectives. Nordic Journal of Psychiatry, 62, 405–412. Cahalan, D., & Room, R. (1974). Problem drinking among american men. New Brunswick: NJ: Rutgers Center on. Catell, R. B. (1966). The scree test for number of factors. Multivariate Behavioral Research, 1, 245–276. Clarke, W. B., & Cahalan, D. (1976). Changes in problem drinking over a four-year span. Addictive behaviors, 1, 251-259. Davidson, R. (1987). Assessment of the alcohol dependence syndrome: a review of self- reporting screening questionnaires. British Journal of Clinical Psychology, 26, 243-255. Edwards, G., & Gross, M. M. (1976). Alcohol dependence: provisional description of a clinical syndrome. British medical journal, 1, 1058-1061. Edwards, G., Chandler, J., Hensman, C., & Peto, J. (1972). Drinking in a london suburb. II. correlates of trouble with drinking among men. Quarterly Journal of Studies on Alcohol, 6, 94-119. Edwards, G., Gross, M. M., Keller, M., Moser, J., & Room, R. (red:er). (1977). Alcohol- Related Disabilities (WHO Offset Publication 32). Genève: World Health Organization. Edwards, G., Hensman, C., & Peto, J. (1972). Drinking in a london suburb. III. comparisons of drinking troubles among men and women. Quarterly Journal of Studies on Alcohol, 6, 120-128. Fahlke, C., Berggren, U., Berglund, K., Zetterberg, H., Blennow, K., Engel, J. A., & Balldin, J. (2012). Neuroendocrine assessment of serotonergic, dopaminergic, and noradrenergic functions in alcohol-dependent individuals. Alcoholism: Clinical and Experimental Research, 36, 97-103. Heather, N., Booth P., & Luce, A. (1998). Impaired control scale: cross-validation and relationships with treatment outcome. Addiction, 93(5), 761-771. Heather N., & Robertson, I. (1997). Problem drinking (3:e upplagan). New York: Oxford University Press. Heather, N., Tebbutt, J., Mattick R., & Zamir, R. (1993) Development of a scale for measuring impaired control over alcohol consumption: a preliminary report. Journal of Studies on Alcohol, 54, 700-709. 16 Horn, J. L. (1965). A rationale and test for the number of factors in factor analysis. Psychometrika, 30, 179–185. Jellinek, E. M. (1952). Phases of alcohol addiction. Quarterly Journal of Studies on Alcohol, 13, 673-684. Jellinek, E. M. (1960). The disease concept of alcoholism. New Brunswick: NJ: Rutgers Center on. Kaiser, H. (1970). A second generation Little Jiffy. Psychometrika, 35, 401–415. Kaiser, H. (1974). An index of factorial simplicity. Psychometrika, 39, 31–36. Leifman H., & Trolldal, B. (2014). Hur mycket dricker svensken? – alkoholkonsumtionen i siffror 2001 – 2012 (CAN rapport 140). Stockholm: Centralförbundet för alkohol- och narkotikaupplysning. Levine, H. G. (1978). The discovery of addiction: changing conceptions of habitual drunkenness in america. Journal of Studies on Alcohol, 15, 493-506. Marsh, A., Smith, L., Saunders B., & Piek, J. (2002). The impaired control scale: confirmation of factor structure and psychometric properties for social drinkers and drinkers in alcohol treatment. Addiction,97, 1339-1346. McLellan A. T., Kushner, H., Metzger, D., Peters, R., Smith, I., Grissom, G., Pettinati, H., & Argeriou, M. (1992). The fifth edition of addiction severity index. Journal of Substance Abuse Treatment, 9, 199-213. Socialstyrelsen (2007). Nationella riktlinjer för missbruks- och beroendevård: Vägledning för socialtjänstens och hälso- och sjukvårdens verksamhet för personer med missbruks- och beroendeproblem. Hämtad 18 februari, 2014, från http://www.socialstyrelsen.se/Lists/Artikelkatalog/Attachments/8933/2007-102- 1_20071021_rev.pdf Statistiska centralbyrån (2007). Alkohol- och tobaksbruk. Hämtad 19 mars, 2014, från http://www.scb.se/statistik/_publikationer/LE0101_2004I05_BR_LE114SA0701 .pdf Raistrick, D., Dunbar G., & Davidson, R. (1983). Development of a questionnaire to measure alcohol dependence. British Journal of Addiction, 78, 89-95. Selzer, M. L. (1971). The michigan alcoholism screening test: the quest for a new diagnostic instrument. American Journal of Psychiatry, 127, 1653-1658. Skinner, H. A., & Allen, B. A. (1982). Alcohol dependence syndrome: measurement and validation. Journal of Abnormal Psychology, 91, 199-209. Storm, T., & Cutler, R. (1975) Notes towards the analysis of loss of control in normal and pathological drinkers. British Journal of Addiction, 70, 151-155. 17 Bilaga Impaired control scale på svenska Det här formuläret handlar om i vilken mån du har kunnat kontrollera ditt drickande under det senaste året samt hur du ser på framtiden. Instruktioner: • Markera det påstående/svar som du tycker passar bäst. • Markera bara ett svar per fråga. • Var vändlig och försök besvara alla frågor. • Vissa påståenden/frågor kan vara svåra att besvara. Bestäm dig då för det alternativ som du tycker passar bäst. Stort TACK för hjälpen!! Del 1. Om du inte har druckit under det senaste året, kryssa i gäller ej för de frågor som då inte passar. 1. Under det senaste året har jag försökt minska på mängden alkohol som jag har druckit. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 2. Under det senaste året har jag försökt motstå att dricka alkohol trots att tillfällen getts. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 3. Under det senaste året har jag försökt att inte häva i mig alkohol, d.v.s. jag har försökt dricka långsammare. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 4. Under det senaste året har jag försökt skära ner på min konsumtion. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 5. Under det senaste året har jag försökt att helt sluta dricka under en period. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 18 6. Under det senaste året, har det varit svårt att minska på mängden alkohol som jag har druckit. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 7. Under det senaste året, har jag börjat dricka trots att jag har bestämt att jag inte skulle göra det. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 8. Under det senaste året har det oftast slutat med att jag har druckit flera glas alkohol även fast jag innan hade bestämt mig att jag skulle dricka ett eller högst två glas. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 9. Under det senaste året, har jag minskat mitt drickande när jag har velat. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 10. Under det senaste året, har jag börjat dricka vid tillfällen, då jag har vetat om att det orsakar mig problem (t.ex. problem på jobbet, med familj/vänner, polisen etc.). Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 11. Under det senaste året, har jag med lätthet slutat dricka efter ett eller två glas alkohol. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 12. Under det senaste året, har jag slutat dricka innan jag har blivit riktigt full. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 13. Under det senaste året, har jag haft ett oemotståndligt sug efter att fortsätta dricka när jag väl har börjat. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 19 14. Under det senaste året, har det varit svårt att inte dricka, bara för en dag. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ 15. Under det senaste året, har jag skurit ner på min konsumtion när jag har velat. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid Gäller ej □ □ □ □ □ □ Del 2. In den förra delen frågade vi hur det har varit under det senaste året. I den här delen skulle vi vilja veta vad du tror om framtida alkoholkonsumtion. 16. Det kommer att vara svårt för mig att begränsa mängden som jag dricker. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid □ □ □ □ □ 17. Jag kanske börjar att dricka, trots att jag har bestämt mig för att inte göra det. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid □ □ □ □ □ 18. Även fast jag har bestämt mig för att bara dricka ett eller två glas alkohol, kommer det ändå att sluta med att jag dricker mer. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid □ □ □ □ □ 19. Jag kommer att kunna minska/skära ner min alkoholkonsumtion om jag vill. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid □ □ □ □ □ 20. Jag skulle kunna börja dricka, trots att jag vet att det skulle orsaka mig problem (t.ex. problem på jobbet, med familj/vänner, polisen etc.). Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid □ □ □ □ □ 21. Jag kommer att kunna sluta dricka efter ett eller två glas alkohol. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid □ □ □ □ □ 22. Jag kommer att kunna sluta dricka innan jag blir riktigt full. 20 23. Jag kommer att ha ett oemotståndligt sug efter att fortsätta dricka när jag väl har börjat. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid □ □ □ □ □ 24. Det kommer att bli svårt att motstå att dricka, om så bara för en dag. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid □ □ □ □ □ 25. Jag kommer att kunna dricka långsammare och mer kontrollerat, om jag vill. Aldrig Sällan Ibland Ofta Alltid □ □ □ □ □