Die Entwicklung der Drive for Muscularity Scale (McCreary & Sasse, 2000) ist vor dem Hintergrund eines seit den 1980er-Jahren zu beobachtenden Forschungstrends zu sehen, zusätzlich zum Körperbild von Mädchen und Frauen auch jenes von Jungen und Männern zu beachten und hierbei Muskulosität als saliente Dimension zusätzlich zum Körperfett bzw. der allgemeinen Körperform zu konzeptualisieren (Thompson & Cafri, 2007; Mishkind, Rodin, Silberstein & Striegel-Moore, 1986).

Itemkonstruktion und Itemselektion

Die Items der Originalskala wurden von McCreary und Sasse (2000) auf der Grundlage einer hinsichtlich der Stichprobencharakteristika nicht näher beschriebenen Umfrage unter erfahrenen männlichen und weiblichen Fitnessstudio-Besuchern („weight-training enthusiasts“, S. 298) und einer Analyse der Inhalte von Fitnesszeitschriften erstellt. Die Daten von 96 Schülern und 101 Schülerinnen wurden auf erwartete Geschlechtsunterschiede geprüft und die Formulierung mehrerer Items präzisiert, um geschlechtsabhängige differentielle Bedeutungen zu vermeiden (so wurde „I think my chest is not big enough“ zu „I think my chest is not muscular enough“; in zwei weiteren körperteilbezogenen Items wurden „not big enough“ und „too small“ gegen „not muscular enough“ ersetzt). Die Items wurden vom Erstautor ins Deutsche übersetzt. Es wurden zwei unabhängige Rückübersetzungen durch einen bilingualen Diplom-Psychologen und eine zum Zeitpunkt der Übersetzung in Deutschland forschende Kognitionswissenschaftlerin angefertigt. Alle Diskrepanzen zwischen den drei englischen Versionen wurden ausführlich mit dem Erstautor der Originalskala diskutiert und die deutschsprachigen Items so lange modifiziert und rückübersetzt, bis ein Konsens erzielt wurde.

Stichproben

Die deutschsprachige DMS wurde an zwei männlichen Stichproben psychometrisch untersucht: einer Stichprobe 1 für die Papierform (N = 104; Alter: M = 27.5, SD = 7.2 Jahre), die vorwiegend in studentischen Settings und Fitnesscentern rekrutiert wurde, sowie an einer Online-Stichprobe 2 (N = 431 Alter: M = 26.4, SD = 7.8 Jahre), die vorwiegend über Online-Foren für muskelaufbau- und kraftorientierte Sportarten rekrutiert wurde.

Beide Stichproben bestanden aus erfahrenen Trainierenden, die im Mittel seit 4.6 (4.4) Jahren (Stichprobe 1) bzw. 4.9 (5.1) Jahren ihre Muskulatur mit einer Trainingsfrequenz von 3.3 (1.2) Mal pro Woche mit Hanteln bzw. Gewichtsmaschinen trainierten.

Die beiden Gruppen wiesen einen Body Mass Index (BMI) von 25.4 (3.2) bzw. 25.7 (3.4) kg/m² auf, wobei die Anteile von Körperfett und fettfreier Masse nicht objektiv erhoben wurden, sodass keine Interpretation des mittleren BMI-Scores möglich ist.

Die einfache Mehrheit (52 bzw. 54 % verfügte über ein Abitur ohne bereits abgeschlossenes Studium, 42 bzw. 57 % der Stichproben befand sich derzeit im Studium, 37 bzw. 26 % in einem Angestelltenverhältnis, 8 bzw. 6 % gingen noch zur Schule (Personen unter 18 Jahren wurden aus rechtlichen Gründen von der Erhebung ausgeschlossen).

Itemanalysen

Die Daten der deutschsprachigen DMS wurden einer Hauptachsenanalyse (PAF) mit Promax-Rotation (Stichprobe 1) bzw. zwei konfirmatorischen Faktorenanalysen (CFA) mit Maximum-Likelihood-Schätzung und Bollen-Stine-Bootstraps unterzogen (s. Abbildung 1), letzteres, um die oben beschriebene, von McCreary et al. (2004) für Männer gefundene Dimensionalität der DMS zu bestätigen. Die PAF legte die Extraktion zweier Faktoren nahe (Scree-Plot, Kaiser-Kriterium), die zu r = .47 korrelieren und zusammen 60 % der Varianz aufklären (λI = 6.18; λII = 2.26). In der CFA wurden gegeneinander ein einfaktorielles Modell mit 14 Indikatoren (ohne Item 10) und ein zweifaktorielles Modell mit je 7 Indikatoren und kovariierenden Faktoren (MK: Muskulaturbezogene Kognitionen; MV: Muskulatur­bezogenes Verhalten) getestet. Da die beobachteten Daten statistisch signifikant von beiden vorgegebenen Modellen abwichen, Χ²(77) = 826.3 bzw. Χ²(76) = 547.6, wurden Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), Comparative Fit Index (CFI), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) und, zum direkten Modellvergleich, der Parsimony Normed Fit Index (PNFI) herangezogen. Insgesamt ergab sich ein Misfit der Modelle, alle Indizes bevorzugen jedoch das zweifaktorielle Modell (einfaktorielles Modell: SRMR = .10; CFI = .75; RMSEA = .15; PNFI = .62; zweifaktorielles Modell: SRMR = .10; CFI = .84; RMSEA = .12; PNFI = .69).

Eine Betrachtung der Modifikationsindizes zeigte, dass zwei Ursachen des Misfits (a) in substanziellen Zusammenhängen des Verhaltensitems 2 („Ich stemme Gewichte, um Muskeln aufzubauen“) mit den Items der Skala Muskulaturbezogene Kognitionen und (b) in zusammenhängenden Fehlern der somit als redundant wahrgenommenen Verhaltensitems 3 und 4 („Ich nehme Eiweiß oder Nahrungsergänzungen "“ und „Ich trinke Weight Gainer oder Eiweiß-Shakes“) liegen. Entsprechende Anpassungen führen zu einem deutlich verbesserten Fit (SRMR = .06; CFI = .92; RMSEA = .09; PNFI = .73). Hieraus folgt auch, dass der Fit der Skala MK  für sich genommen deutlich günstiger ausfallen sollte. In der Tat gelangt eine CFA für ein entsprechendes einfaktorielles MK-Modell zu befriedigenderen Ergebnissen (SRMR = .03; CFI = .97; RMSEA = .09; PNFI = .64). Für eine isolierte Betrachtung muskulaturbezogener Kognitionen bzw. Einstellungen bei Männern kann demnach die DMS-Subskala MK auch einzeln herangezogen werden.

Abbildung 1. Messmodell der zweifaktoriellen konfirmatorischen Faktorenanalyse mit zwei kovariie­ren­den latenten Variablen und standardisierten Pfadkoeffizienten

Itemkennwerte

Tabelle 2 zeigt die deskriptiven Statistiken, Trennschärfen und Schwierigkeiten der DMS-Items. Auffällig ist der niedrige Mittelwert des (umgepolten, s. o.), die geringe Streuung und entsprechend geringe Trennschärfe sowie hohe Schwierigkeit des Steroid-Items 10. Wenige Personen in den beiden Stichproben geben an, häufig über die Verwendung anaboler Steroide nachzudenken. In unausgelesenen Männer-Stichproben geben regelmäßig 2–3 % einen Lifetime-Gebrauch von anabol-androgenen Steroiden an, allerdings zeigen sich deutlich höhere Prävalenzen in Fitness- und Bodybuilder-Stichproben (z. B. Sagoe, Torsheim, Molde, Andreassen, & Pallesen, 2015; Sjöqvist, Garle, & Rane, 2008; McCabe, Brower, West, Nelson, & Wechsler, 2007).

Ebenfalls geringere Mittelwerte und höhere Schwierigkeiten weisen die Items 5 und 8 auf. Item 5 thematisiert eine hyperkalorische Ernährung zur Stimulation muskulärer Hypertrophie, wie sie im Bodybuilding i. e. S. verbreitet praktiziert wird, aber im Freizeit-Fitnesssport wie auch beim Training zur Erreichung eines weniger massigeren „Physique-/Fitness Model“-Ideals seltener eingesetzt werden dürfte. Item 8 thematisiert das Bewusstsein einer negativen Bewertung der eigenen Trainingsfrequenz durch andere. Da sich Kritik an der Trainingsfrequenz i. d. R. erst bei zeitintensivem Training in Kombination mit der Vernachlässigung wichtiger Rollenfunktionen (z. B. Beziehung, Freundschaft, Ausbildung, Arbeit) einstellen sollte, operationalisiert dieses Item ein Verhaltensphänomen (exzessives Training), das auch im Zusammenhang mit weiterreichenden, aber eher seltenen Problemen bzw. klinischen Syndromen wie Muskeldysmorphie (Pope, Gruber, Choi, Olivardia & Phillips, 1997) und Exercise Dependence bzw. Bodybuilding Dependence (Hale, Roth, DeLong & Briggs, 2010) auftritt. Die höheren Schwierigkeiten der Items 5, 8, 10 sind angesichts der aufgeführten Befunde also nicht verwunderlich. Alle weiteren Schwierigkeitskoeffizienten liegen in einem akzeptablen Bereich von Pi = 30 bis 70 (Borg & Staufenbiel, 2007).

Tabelle 2.
Deskriptiven Statistiken, Trennschärfen und Schwierigkeiten der DMS-Items

Anmerkung. DMS: Drive for Muscularity Scale

Reliabilität

Zur Abschätzung der Reliabilität wurden interne Konsistenzen (Cronbachs α) für die Gesamtskala mit und ohne Item 10 sowie die beiden Subskalen für beide  Stichproben berechnet. Außerdem wurde für ein mittleres Intertestintervall von neun Tagen an einer separaten gemischten Sportler-Stichprobe (n = 66) die Retest-Korrelation berechnet. Es zeigten sich gute bis sehr gute Reliabilitätswerte über für alle Skalen (s. Tabelle 3). Insgesamt erwies sich die Subskala „Muskulaturbezogene Kognitionen“ als intern konsistenter. Einschränkend ist anzumerken, dass – da die oben berichteten CFAs deutliche Hinweise auf Mehrdimensionalität des Konstrukts gegeben haben – Cronbachs α keinen idealen Schätzer für die Reliabilität der DMS-Gesamtskala darstellt.

Tabelle 3.

Reliabilitäten der Drive for Muscularity Scale (DMS)

Validität

Die Konstruktvalidierung erfolgte anhand einer Überprüfung der Korrelationen mit den Operationalisierungen theoretisch konvergierender und divergierender Konstrukte. Zusätzlich wurden Korrelationen mit interessierenden Außenkriterien betrachtet. Belege für eine hohe konvergente Validität (Monotrait-Monomethod-Korrelation) ergab sich aus einer hohen signifikanten Korrelation von r = .81 mit der Muskulatur-Subskala der Male Body Attitudes Scale (MBAS; Tylka, Bergeron & Schwartz, 2005), wobei deren Übereinstimmung mit der DMS-Subskala Muskulaturbezogene Kognitionen sogar noch höher ausfiel (r = .89). Die Monotrait-Heteromethod-Korrelation mit dem Bodybuilder Image Grid (Hildebrandt, Langenbucher & Schlund, 2004), einem Silhouettenverfahren des muskulaturbezogenen Körperbildes, wurde ebenfalls signifikant, wobei die Diskrepanz zwischen gewählter Aktual- und Ideal-Silhouette ebenfalls akzentuiert mit der DMS-Subskala Muskulaturbezogene Kognitionen zusammenhing (r = .40). Als Maß der diskriminanten Validität wurde die Heterotrait-Monomethod-Korrelation mit der Körperfett-Subskala der MBAS berechnet, die zwar signifikant, aber sehr gering ausfiel (r = .13). Nicht signifikant (r = -.09) wurde zudem die Korrelation mit den Werten des Fragebogens Soziale-Erwünschtheitsskala-17 (Stöber, 1999). Belege für die konkurrente Kriteriumsvalidität ergaben sich u. a. aus signifikanten Zusammenhängen mit der Häufigkeit von Internet-Recherchen zu Trainingsmethoden, Sporternährung und leistungssteigernden Wirkstoffen (selbst konstruierte Skala, r_S = .43), mit der monatlichen Investition (€) in diese Bereiche (r = .36), mit körperbezogenem Selbstwert (Body-Esteem Scale for Adolescents and Adults; Mendelson, Mendelson & White, 2001; r = -.36) und mit körperdysmorphen Sorgen und Verhaltensweisen (Dysmorphic Concern Questionnaire; Oosthuizen, Lambert, & Castle, 1998; r = .38). Muskulositätsstreben nahm mit zunehmendem Alter der Respondenten signifikant ab, wobei nicht zwischen Kohorten- und Entwicklungseffekten unterschieden werden kann (r = -.34). Weitere Validitätsbelege finden sich in Waldorf et al. (2014).

Deskriptive Statistiken

Tabelle 4 zeigt die Deskriptive Statistiken (Mittelwerte) der Drive for Muscularity Scale auf Ebene der Gesamtskala und der Subskalen separat für die beiden Teilstichproben, deren Gesamtmittelwerte sich signifikant unterscheiden. Die Onlinestichprobe 2 weist den höheren DMS-Gesamtwert auf, t(533) = 4.02, p < .01, g = 0.44, wobei nicht zwischen Effekten des Antwortverhaltens und der spezifischen Subpopulation unterschieden werden kann. Schiefe und Kurtosis der einzelnen Items liegen für die Paper-Pencil-Stichprobe 1 zwischen M₃ = -0.41 (Item 2) und 1.10 (Item 5) bzw. M₄ = -1.46 (Item 3) und 0.33 (Item 5) und für die Online-Stichprobe 2 zwischen M₃= -0.79 (Item 2) und 0.83 (Item 12) bzw. M₄ = -1.46 (Item 4) und -0.08 (Item 2). Der Gesamtmittelwert ist nach visueller Inspektion hinreichend normalverteilt und weicht nach Ausschluss von Item 10 in Stichprobe 1 nicht mehr signifikant von einer Normalverteilung ab. In Stichprobe 2 zeigt sich jedoch – möglicherweise auch wegen der höheren Teststärke – eine signifikante Abweichung (Schiefe und Kurtosis Gesamtmittelwert Stichprobe 1: M₃ = 0.67, M₄ = -0.21; Stichprobe 2: M₃ = 0.29; M₄ = -0.58).

Tabelle 4.

Deskriptive Statistiken der Drive for Muscularity Scale (DMS)

Weiterführende Literatur

Detaillierte Ausführungen zum Konstrukt Muskulositätsstreben und zur (englischsprachigen) DMS finden sich in McCreary (2007). Eine empfehlenswerte unabhängige Untersuchung der psychometrischen Güte der englischsprachigen DMS haben Cafri und Thompson (2004) vorgelegt.