Insomnie: Online of Face-to-face
Behandeling?
Naam student: Rachel Renet
Studentnummer: 10011048
Begeleider: J. Lancee
Datum: 11 juli 2014
Inhoudsopgave Abstract 3 Inleiding 4 Methode 7 Resultaten 18 Discussie 25 Referenties 29 2
Abstract
In dit onderzoek werd voor het eerst het effect van online behandeling voor insomnie
direct vergeleken met face-to-face behandeling en een wachtlijst. Negentig deelnemers
werden gerandomiseerd tussen online cognitieve gedrag therapie (n = 30), face-to-face
cognitieve gedrag therapie (n = 30) of een wachtlijst (n = 30). Beide behandelingen bestonden
uit het bijhouden van een slaapdagboek, psycho-educatie, slaaphygiëne,
ontspanningsoefeningen, stimulus-controle, slaaprestrictie, disfunctionele gedachten uitdagen
en een paradoxale oefening. Voorafgaand en na afloop van het onderzoek vulden deelnemers
de Insomnia Severity Index in en werd de slaapefficiëntie berekend. Beide behandelingen
resulteerden in significante verbeteringen ten opzichte van de wachtlijst conditie, in zowel
globale insomnie symptomen als slaapefficiëntie. Face-to-face CGT bleek effectiever dan
online CGT voor globale insomnie symptomen (∆d = 1.70; p < .001). Wat betreft de
slaapefficiëntie bleek er geen statistisch significant verschil tussen beide behandelingen (∆d = 0.49; p = .149), maar wel een klinisch significant verschil. In de face-to-face conditie waren
er 14 personen (51,9%) die na de behandeling een slaapefficiëntie >85% hadden, ten opzichte
van 2 personen (8.7%) in de online conditie (p = .001). Het lijkt er op dat over het algemeen
face-to-face CGT effectiever is in de behandeling van insomnie dan online CGT.
Inleiding
Iedereen slaapt wel eens slecht, maar voor sommige mensen is slecht slapen eerder
regel dan uitzondering. Bij ongeveer 10 procent van de volwassen bevolking is er sprake van
de slaapstoornis insomnie (Ohayon & Smirne, 2002). We spreken van insomnie wanneer
iemand gedurende drie maanden, drie nachten of meer per week slecht slaapt en dit tevens
voor klachten overdag zorgt (American Psychiatric Association, 2013).
De gevolgen van insomnie zijn aanzienlijk. Op individueel niveau rapporteren mensen
met insomnie klachten als vermoeidheid en geïrriteerdheid (Ustinov et al., 2010), verminderd
concentratievermogen, geheugenproblemen en interpersoonlijke problemen (Roth &
Ancoli-Israel, 1999) en een verminderde kwaliteit van leven (Leger, Scheuermaier, Philip & Paillard
Mand Guilleminault, 2001). Daarnaast draagt insomnie bij aan het ontstaan van hoge
bloeddruk en hartziekten (Phillips & Mannino, 2007), diabetes mellitus (Knutson, Ryden,
Mander, Van Cauter, 2006) en psychiatrische aandoeningen zoals stemmingstoornissen
(Baglioni et al., 2011; Ford & Kamerow, 1989) en angststoornissen (Taylor, Lichstein,
Durrence, Reidel, & Bush, 2005; Zammit, Weiner, Damato, Sillup, McMillan, 1999). Op
maatschappelijk niveau zorgt insomnie voor een verhoging van de gezondheidszorgkosten
(Leger & Bayon, 2010).
De meest toegepaste behandeling voor insomnie is psychofarmaca (Morin et al.,
2011b), met name benzodiazepines (Benca, 2005). Dat is opmerkelijk aangezien gebleken is
dat cognitieve gedrag therapie (CGT) op lange termijn effectiever is dan psychofarmaca
(Jacobs, Pace-Schott, Stickgold, & Otto, 2004; Morin, Colecchi, Stone, Sood & Brink, 1999;
Sivertsen et al., 2006). Bovendien zorgt het gebruik van psychofarmaca voor afhankelijkheid,
bouwt men tolerantie op en is er sprake van diverse bijwerkingen zoals slaperigheid,
hoofdpijn, duizeligheid, misselijkheid en vermoeidheid (Holbrook, Crowther, Lotter, Cheng
& King, 2000). CGT heeft deze nadelen niet en levert goede en langdurige resultaten in de
behandeling van insomnie (Edinger, Wohlgemuth, Radtke, Marsh, & Quillian, 2001; Morin et
al., 1999; Morin et al., 2006). Uit twee meta-analyses met in totaal 85 onderzoeken bleek
bijvoorbeeld dat CGT in 70 procent van de gevallen voor een vermindering van de klachten
zorgde, waarbij de verbetering minstens zes maanden na beëindiging van de behandeling
werd vastgehouden (Morin et al., 1999; Morin et al., 2006). De American Academy of Sleep
Medicine beschouwt CGT dan ook als de voorkeursbehandeling voor insomnie (Morgenthaler
et al., 2006).
Ondanks dat insomnie goed behandeld kan worden met CGT, wordt het in de praktijk
nog niet vaak toegepast. Dit heeft enerzijds te maken met het feit dat CGT in vergelijking met
psychofarmaca veel tijd en geld kost (Espie, 2009) en anderzijds met het feit dat, zoals
Lancee, Van den Bout, Van Straten en Spoormaker (2012) stelden, er in de gezondheidszorg
een gebrek is aan getrainde CGT therapeuten, wat ervoor zorgt dat het niet mogelijk is om
iedereen CGT aan te bieden. Toch zou dit gezien de ernstige gevolgen van insomnie en de
gebleken effectiviteit van CGT wel wenselijk zijn.
Een mogelijkheid is het aanbieden van CGT via internet. Online CGT is reeds voor
verschillende psychische stoornissen effectief gebleken, waaronder stemming- en
angststoornissen (Spek et al., 2007) en somatoformestoornissen (Cuijpers, Van Straten, &
Andersson, 2008). De gevonden gemiddelde tot grote effect sizes, komen overeen met effect
sizes van face-to-face CGT (Andersson & Hedman, 2013). Er zijn slechts enkele studies
waarin online CGT direct vergeleken werd met face-to-face CGT. Studies waarin deze
vergelijking wel werd gemaakt laten doorgaans geen verschil in effect zien (Andersson,
Carlbring, Ljótsson, & Hedman, 2013; Cuijpers, Donker, Van Straten, Li, & Andersson,
2010). Het lijkt er dus op dat online CGT even goed kan werken als face-to-face CGT.
Ook voor insomnie is het effect van online CGT onderzocht. Van Straten en Cuijpers
(2009) publiceerden een meta-analyse waarin het effect van zelfhulp voor insomnie in kaart
werd gebracht. In deze meta-analyse werd onder andere de studie van Ström, Pettersson en
Andersson (2004) meegenomen, waarin online CGT vergeleken werd met een wachtlijst
conditie. Ook werden in de meta-analyse studies meegenomen waarin andere vormen van
zelfhulp, zoals boeken, audio- en videomateriaal, werden onderzocht. De auteurs
concludeerden dat zelfhulp voor insomnie voor een verbetering van slaapparameters zorgt,
met kleine tot gemiddelde effect sizes. Uit latere studies waarin online CGT vergeleken werd
met een wachtlijst conditie (Ritterband et al., 2009; Vincent & Lewycky, 2009; Lancee et al.,
2012; Van Straten et al., 2013) of een online placebo therapie conditie (Espie et al., 2012),
bleek dat online CGT voor een verbetering zorgt van zowel slaapparameters als globale
insomnie symptomen (subjectieve klachten bij dagelijks functioneren). In deze studies was er
sprake van een gemiddelde tot grote effect size, wat vergelijkbaar is met de effect size van
face-to-face CGT (Edinger, Wohlgemuth, Radtke, Marsh, & Quillian, 2001; Jacobs et al.,
2004; Sivertsen et al., 2006). Een aannemelijke verklaring voor het verschil in effect size
tussen de meta-analyse van Van Straten en Cuijpers (2009) en latere studies, is het feit dat in
de studies die zijn meegenomen in de meta-analyse deelnemers geen feedback kregen, terwijl
dat in latere studies wel het geval was.
Lancee, Van den Bout, Sorbi en Van Straten (2013) toonden aan dat het toevoegen van
feedback aan een online CGT programma voor insomnie, de effectiviteit van de interventie
verhoogt en deelnemers stimuleert om het programma af te maken, wat ook weer de
effectiviteit van de interventie verbetert. In hun studie volgden deelnemers hetzelfde
programma, maar de helft van de deelnemers kreeg daarnaast wekelijks een persoonlijke
motiverende e-mail waarin de voortgang van het programma werd besproken. In beide
condities trad er verbetering op, maar in de feedback conditie was deze verbetering groter,
waarbij er sprake was van een kleine tot gemiddelde effect size. Zes maanden na beeïndiging
van de interventie was er bij 59% van de deelnemers die feedback ontvingen sprake van een
klinisch relevante verbetering van insomnie klachten, ten opzichte van bij 32% van de
deelnemers die geen feedback ontvingen.
In dit onderzoek waarin voor het eerst online CGT direct vergeleken wordt met
face-to-face CGT en een wachtlijst conditie, is er dan ook voor gekozen om feedback toe te voegen
aan de online CGT. Ten eerste wordt verwacht dat beide actieve behandel condities
effectiever zijn dan de wachtlijst conditie. Ten tweede wordt verwacht dat er geen significant
verschil in effect wordt geobserveerd tussen online CGT en face-to-face CGT.
Methode
Deelnemers
Deze studie is goedgekeurd door de Ethische Commisie van de Universiteit van
Amsterdam en geregistreerd op ClinicalTrials.gov (ID: NCT01955850). Deelnemers werden
geworven via een website (www.insomnie.nl), social media en een persbericht.
Honderddrieëntachtig personen meldden zich aan voor het onderzoek, van wie zeven
personen de online screening niet afmaakten en 22 personen niet voldeden aan de
inclusiecriteria. Inclusiecriteria waren de diagnose insomnie volgens de DSM-5 (American
Psychiatric Association, 2013), 18 jaar of ouder, stabiele medicatie, beschikking over internet,
een geldig e-mailadres, de mogelijkheid en bereidheid om gedurende drie maanden zes keer
naar Amsterdam te komen, aanwezigheid tijdens de week van het invullen van het
slaapdagboek en geen vakantie van drie weken of langer. Op basis van de exclusiecriteria
werden 48 personen uitgesloten van deelname. Exclusiecriteria waren slaapapneu volgens de
apneuschaal van de Sleep-50 (cut off ≥ 15; Spoormaker, Verbeek, Van Den Bout, & Klip, 2005), in het verleden al CGT gehad voor insomnie, start psychotherapie in de voorafgaande
zes maanden, alcohol- of drugsmisbruik, huidige depressieve episode volgens de Structured
Clinical Interview for DSM -IV Axis 1 Disorder, manische episode in het heden of verleden,
psychose/schizofrenie, zwanger, ploegendienst en concrete suïcidale plannen. Daarnaast
waren 13 personen niet bereikbaar voor de telefonische screening en hadden drie personen het
slaapdagboek niet ingevuld (zie Figuur 1 voor een flowchart).
Uiteindelijk namen 90personen met insomnie deel aan het onderzoek, met een
gemiddelde score op de Insomnia Severity Index van 17,68 (SD=3,05)en een gemiddelde
slaapefficiëntie van66,49 % (SD=12,17).De gemiddelde leeftijd was 41,57 jaar (SD= 13,75)
en 81,1 % van de deelnemers was vrouw. Het opleidingsniveau van de deelnemers was
overwegend HBO/WO (77,8%) en 82,2 % van de deelnemers had een baan. Bijna de helft van
de deelnemers gebruikte medicijnen (54,4%), waarvan 21,2 % benzodiazepine. Deelnemers
werden willekeurig verdeeld over de face-to-face CGT (n = 30), online CGT (n = 30) en
wachtlijst conditie (n = 30). Ter compensatie voor hun deelname aan het onderzoek hoefden
deelnemers niet te betalen voor de behandeling die zij ontvingen.
Figuur 1. Flowchart.
Aangemeld voor onderzoek (n = 183)
Online screening ingevuld (n = 176)
)
Telefonische screening (n = 136)
Uitgesloten van deelname (n = 40) wegens:
- Ploegendienst (n = 2) - Apneu (n = 18)
- Meer dan 1 keer per week mariuahana gebruik (n = 1) - Start psychotherapie korter dan 6 maanden geleden (n = 8)
- Slapeloosheid korter dan 3 maanden (n = 2)
- Slapeloosheid geen negatieve invloed op dagelijks functioneren (n = 6)
- Minder dan 3 nachten per week last van slapeloosheid (n = 2) - Schizofrenie/psychose (n = 1) Online screening niet (volledig)
ingevuld (n = 7)
Uitgesloten van deelname (n = 43) wegens:
- Niet bereikbaar (n = 13) - Apneu (n = 2)
- Niet bereid om naar locatie te komen (n = 6)
- Eerder cognitieve therapie/slaapcursus gehad (n = 6)
- Vakantie van 3 weken of langer (n = 3) - Depressie volgens SCID 1 (n = 9) - Afwezigheid in de week dat het slaapdagboek bijgehouden moet worden (n = 1)
- Voldoet niet aan insomnie criteria (n = 2)
- Zwanger (n = 1)
Gevraagd om slaapdagboek bij te houden (n = 93)
Als deelnemer opgenomen in het onderzoek (n = 90) Slaapdagboek niet (volledig) ingevuld (n = 3) Face-to-Face (n = 30) Nameting Dagboek 28 (93.3%) 27 (90%) Online (n = 30) Wachtlijst (n = 30) Nameting Dagboek 27 (90%) 23 (76.7%) Nameting Dagboek 26 (86.7%) 23 (76.7%)
Materialen
De ernst van de insomnie klachten werd gemeten met de Insomnia Severity Index (ISI)
van Morin (1993). Dit is een zelf-rapportage vragenlijst die uit zeven items bestaat. De items
hebben betrekking op de voorgaande maand en er wordt gevraagd naar de thema's in slaap
vallen, doorslapen, problematisch vroeg wakker worden in de ochtend, ontevredenheid over
het eigen slaappatroon, dagelijks functioneren, zichtbaarheid van de slaapklachten en stress
die de slaapklachten met zich meebrengen. Een voorbeelditem is “In welke mate maakt u zich
zorgen over uw huidige slaapprobleem?”. Deelnemers kunnen op een 5-punt Likert schaal
antwoorden. Het antwoord “0” staat hierbij voor ‘geen probleem’ en het antwoord “4” staat
voor ‘een zeer ernstig probleem’. De totaalscore ligt tussen de “0” en “28”. Een cut-off score
van 10 wordt gebruikt om insomnie vast te stellen (Bastien, Vallières, & Morin, 2001). Een
verandering van acht punten of groter wordt gezien als een klinisch relevante verandering
(Morin et al., 2009). Uit recent onderzoek van Morin, Belleville, Bélanger en Ivers (2011a) is
gebleken dat de ISI een hoge interne consistentie heeft (Cronbach α = 0.90) en dat vijf van de zeven items een uitstekend discriminatief vermogen hebben. Bovendien werd de convergente
validiteit van de test ondersteund door significante correlaties tussen de totaalscore en
metingen van vermoeidheid, kwaliteit van leven, angst en depressie.
Deelnemers hielden hun slaapgedrag bij in een Nederlandse versie van The Core
Consensus Sleep Diary (Buysse, Ancoli-Israel, Edinger, Lichstein, & Morin, 2006). Er werd
gevraagd naar de tijd van naar bed gaan, hoe lang het inslapen duurde (SOL), hoelang iemand
's nachts wakker heeft gelegen (WASO), hoe laat iemand 's ochtends wakker werd, de tijd van
opstaan en medicatiegebruik. De tijd die iemand in bed heeft doorgebracht (TIB) werd
uitgerekend door de tijd van naar bed gaan af te trekken van de tijd van opstaan. De tijd die
te trekken van de tijd van opstaan. De tijd die iemand daadwerkelijk heeft geslapen (TST)
werd uitgerekend door de SOL, WASO en TWAK van de TIB af te trekken. De
slaapefficiëntie werd uitgerekend door de TST, te delen door de TIB en dit getal vervolgens
met 100 te vermenigvuldigen.
Depressieve klachten werden gemeten met een Nederlandse vertaling van de Center
for Epidemiologic Studies Depression Scale (CES-D; Bouma, Ranchor, Sanderman & van
Sonderen, 1995) van Radloff (1977). De CES-D is een zelf-rapportage vragenlijst die uit 20
items bestaat. Deelnemers wordt gevraagd aan te geven hoe vaak verschillende depressieve
klachten de afgelopen week voorkwamen. Dit wordt gedaan aan de hand van stellingen. Een
voorbeelditem is “Kon ik maar niet op gang komen”. Deelnemers kunnen op een 4-punt
Likert schaal antwoorden. Het antwoord “0” staat hierbij voor ‘zelden of nooit’ (minder dan 1
dag) en het antwoord “3” staat voor ‘meestal of altijd (5-7 dagen)’. De totaalscore ligt tussen
de “0” en “60”, waarbij een hogere score op meer depressieve klachten wijst. De CES-D heeft
een goede betrouwbaarheid (Cronbach α tussen .84 en .90; Radloff, 1977) en de validiteit van de Nederlandse vertaling is vergelijkbaar met de originele versie (Bouma et al., 1995).
Het depressiegedeelte van de Structured Clinical Interview for DSM -IV Axis 1
Disorder (SCID-1) van First, Spitzer, Gibbon en Williams (1997) werd gebruikt om na te
gaan of deelnemers niet in een huidige depressieve episode zaten. De SCID-1 is een
semi-gestructureerd klinisch interview voor de classificatie van psychische stoornissen. De vragen
zijn georganiseerd per diagnose en hebben betrekking op de DSM-5 As-1 problematiek. De
SCID-1 heeft een goede tot uitstekende interbeoordelaarbetrouwbaarheid (Lobbestael,
Leurgans & Arntz, 2011).
Angstklachten werden gemeten met een Nederlandse versie van de angstsubschaal van
de Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS-A; Spinhoven et al., 1997) van Zigmond
en Snaith (1983). De HADS-A is een zelf-rapportage vragenlijst, waarvan de angstsubschaal
uit zeven items bestaat. Deelnemers wordt gevraagd aan te geven hoe vaak verschillende
angstklachten de laatste tijd voorkwamen. Dit wordt gedaan aan de hand van stellingen. Een
voorbeelditem is “Ik krijg de laatste tijd plotseling gevoelens van angst en paniek”.
Deelnemers kunnen op een 4-punt Likert schaal antwoorden. Het antwoord “0” staat hierbij
voor ‘bijna nooit’ en het antwoord “3” staat voor ‘bijna altijd’. De totaalscore ligt tussen de
“0” en “21”, waarbij een hogere score op meer angstklachten wijst. De HADS-A heeft een
goede betrouwbaarheid (Cronbach α tussen .80 en .84; Spinhoven et al., 1997).
Apneuklachten werden gemeten met de apneuschaal van de Sleep-50 (Spoormaker et
al., 2005). Deze subschaal bestaat uit acht items. Een voorbeelditem is “Ik hoor van andere
mensen dat ik mijn adem in hou als ik slaap”. Deelnemers kunnen op een 4-punt Likert schaal
antwoorden. Het antwoord “1” staat hierbij voor ‘zelden of nooit’ en het antwoord “4” staat
voor ‘meestal of altijd’. De totaalscore ligt tussen de “8” en “32”, waarbij een hogere score
op meer apneuklachten wijst. De cut off score is 15 met een sensitiviteit van 0.85 en een
specifiteit van 0.88.
Interventies
De inhoud van de online CGT en de face-to-face CGT was identiek. In beide behandel
condities kwamen binnen een tijdsbestek van 12 weken de volgende modules aan bod:
psycho-educatie, slaaphygiëne, ontspanningsoefeningen, stimulus-controle, slaaprestrictie,
disfunctionele gedachten uitdagen en een paradoxale oefening. Daarnaast hielden deelnemers
dagelijks een slaapdagboek bij. Een beschrijving van de inhoud per module en de doelstelling
is weergegeven in Tabel 1.
Online CGT
De online CGT bestond uit een zelfhulpprogramma van ongeveer 9000 woorden, dat
aangeboden werd binnen een webapplicatie (www.slaapgezonder.nl). Het programma is reeds
in een eerdere studie gebruikt en effectief gebleken (Lancee et al., 2013). Doordat het
programma aangeboden werd binnen een webapplicatie, was het mogelijk om de voortgang
van de deelnemers te volgen. Iedere deelnemer kreeg een begeleider toegewezen. Deze
begeleiding werd gegeven door masterstudenten klinische psychologie, onder supervisie van
Dr. Jaap Lancee. Wanneer de begeleiders van de deelnemers inlogden op de website, dan
konden zij per deelnemer de gemaakte opdrachten en het ingevulde slaapdagboek zien. Dit
maakte het mogelijk voor de begeleiders om hier wekelijks via e-mail feedback op te geven.
In de mail reflecteerden de begeleiders op de voortgang van de voorafgaande week, waarbij
de deelnemers voornamelijk herinnerd en gemotiveerd werden om de opdrachten te maken en
het slaapdagboek in te vullen ( “Ik zag dat u de opdrachten van vorige week nog niet gemaakt
hebt. Ik kan me goed voorstellen dat het lastig is om de oefeningen uit te voeren. Toch is het belangrijk om vol te houden, want u hebt nu de mogelijkheid om iets aan uw slapeloosheid te doen”). De begeleiders gaven daarnaast feedback op de gemaakte opdrachten. Vanaf week 3
ontvingen deelnemers ook wekelijks een persoonlijk advies wat betreft de slaaptijd (“Mijn
advies is om komende week dagelijks van 23.30 tot 06.00 als slaaptijd aan te houden”) .
Deelnemers werden uitgenodigd om te reageren op de e-mails en ontvingen antwoord binnen
één werkdag. De website bleef beschikbaar tot zes maanden na beeïndiging van het
programma, zodat deelnemers de informatie terug konden lezen en eventueel het
slaapdagboek konden blijven bijhouden.
Face-to-face CGT
De face-to-face CGT werd gegeven door een externe psycholoog (Barbara Mulder),
die werkzaam is bij een psychologische praktijk die gespecialiseerd is in CGT voor insomnie
(Slaapmakend). Deelnemers kregen één intakegesprek en vijf sessies van 45 minuten
aangeboden.
Tabel 1
Overzicht Inhoud en Doelstelling per Module
Module Inhoud Doel
Slaapdagboek Dagelijks bijhouden van het slaapdagboek.
Inzicht in slaappatroon krijgen en eventuele veranderingen in kaart brengen.
Psycho-educatie Algemene informatie over slaap (slaapduur en verschillende slaapstadia).
Algemene kennis opdoen over slaap.
Slaaphygiëne Algemene tips voor het verbeteren van de slaap op het gebied van de slaapkamer, luisteren naar het lichaam,
voeding, drugs, denken en gedrag overdag.
Slaap verbeteren door algemene aanpassingen in de slaapomgeving en/of gedrag.
Ontspanningsoefeningen Afwisselend aan- en ontspannen van de spieren en inbeelden van een ‘veilige plek’.
Leren het lichaam tot rust te brengen.
Stimulus-controle Het bed alleen gebruiken om in te slapen.
Leren het bed alleen te associëren met slapen. Slaaprestrictie De tijd in bed inkorten zodat de
vermoeidheid toeneemt.
De vermoeidheid wordt gebruikt om de volgende dag sneller in slaap te vallen en beter door te slapen, waardoor de SE omhoog gaat.
Disfunctionele gedachten uitdagen
Algemene informatie over de relatie tussen gedachte-gevoel-gedrag en cliënt vult twee keer een G-schema in.
Leren om disfunctionele gedachten over slaap om te zetten in functionele gedachten.
Paradoxale oefening Met opzet één nacht veel minder slapen dan normaal.
Integreren van nieuwe functionele gedachten over slaap.
Procedure
Wanneer mensen geïnteresseerd waren in het onderzoek konden ze naar
www.insomnie.nl gaan voor meer informatie. Als mensen daadwerkelijk wilden deelnemen
vulden ze allereerst een informed consent in. Vervolgens werd er naar een aantal
demografische gegevens gevraagd. Hierna werden verschillende vragenlijsten afgenomen met
betrekking tot insomnie, depressie en angst. Op basis van deze online screening (voormeting)
werd nagegaan of mensen voldeden aan de inclusiecriteria en/of moesten worden uitgesloten
van deelname op basis van exclusiecriteria. Wanneer daar aanleiding toe was, werd mensen
aangeraden contact op te nemen met hun huisarts. Als mensen aangaven dat zij suïcidale
plannen hadden werd direct contact opgenomen met de huisarts. Na de online screening
volgde er nog een telefonische screening. Tijdens de telefonische screening werd het
depressiegedeelte van de SCID-1 (First et al., 1997) afgenomen om na te gaan of deelnemers
niet in een depressieve episode zaten. Daarnaast werd gecontroleerd of deelnemers
daadwerkelijk bereid waren en ook de mogelijkheid hadden om deel te nemen aan het
onderzoek. Na de telefonische screening kregen deelnemers een online slaapdagboek gemaild.
Gedurende één week hielden ze dit slaapdagboek bij. Vervolgens werden deelnemers in
blokken van 90 gerandomiseerd en toegewezen aan 1) online CGT, 2) face-to-face CGT, 3)
wachtlijst conditie. Twaalf weken na de start van de behandeling vond de nameting plaats.
Hierbij werden dezelfde vragenlijsten afgenomen als bij de voormeting en werd opnieuw het
slaapdagboek gedurende een week bijgehouden. Deze metingen werden drie en zes maanden
later nogmaals herhaald. De deelnemers uit de wachtlijstconditie kregen na 12 weken alsnog
de online CGT behandeling aangeboden.
Statistische analyses
In dit verslag wordt gerapporteerd over de resultaten van de ISI score en de
slaapefficiëntie op de nameting. Er werden twee afzonderlijke variantie-analyses (mixed
ANOVA) uitgevoerd voor de ISI score en de slaapefficiëntie, met conditie (face-to-face,
online of wachtlijst) als tussen-deelnemers variabele en meetmoment als binnen-deelnemers
variabele (voor- of nameting). Er werd een significantieniveau van p < 0.05 (tweezijdig)
gebruikt. Geen van de deelnemers werd gezien als een outlier op basis van de ISI score en de
slaapefficiëntie op de voormeting (z-score > 3.29).
De assumptie van normaliteit werd getoetst met de Shapiro-Wilk Test. De
verschilscore van de ISI bleek bij benadering normaal verdeeld te zijn, voor de face-to-face,
W(28) = 0.98, p = .833, en de wachtlijst conditie, W(26) = 0.97, p = .510, maar niet voor de
online conditie, W(27) = 0.91, p = .020. De verschilscore van de slaapefficiëntie bleek bij
benadering normaal verdeeld te zijn voor zowel de face-to-face, W(27) = 0.98, p = .825,
online, W(23) = 0.99, p = .971, als wachtlijst conditie, W(23) = 0.98, p = .913. Ondanks dat
voor de ISI score binnen één van de drie condities de assumptie van normaliteit licht werd
geschonden, is ervoor gekozen om toch een mixed ANOVA uit te voeren, aangezien het een
robuuste test is.
De assumptie van gelijkheid van varianties werd getoetst met de Levene’s test. Voor
de ISI score bleek er zowel sprake te zijn van gelijke varianties op de voormeting, F(2, 78) =
0.17, p = .848, als op de nameting, F(2, 78) = 0.70, p = .499. Voor de slaapefficiëntie bleek er
echter wel sprake te zijn van gelijke varianties op de nameting, F(2, 70) = 0.76, p = .471,
maar niet op de voormeting, F(2, 70) = 6.10, p = .004.
Voor zowel de ISI score als de slaapefficiëntie werd eerst het hoofdmodel getoetst.
Aangezien in beide gevallen het interactie-effect significant bleek, werden er post-hoc
analyses uitgevoerd om in kaart te brengen tussen welke condities de significante
effecten zich bevonden. Dit werd gedaan door nogmaals een variantie-analyse (mixed
ANOVA) uit te voeren, waarbij achtereenvolgens de face-to-face, online en wachtlijst
conditie werd uitgesloten.
De effect size (Cohen’s d) van de verschilscore binnen de groepen werd uitgerekend
door (Mvoor1 – Mna1)/σtotaal . De effect size van de verschilscore tussen de groepen werd uitgerekend door ([Mvoor1 - Mna1] - [Mvoor2 - Mna2])/σtotaal-voormeting . Een Cohen’s d van 0.20 wordt over het algemeen gezien als klein, 0.50 als gemiddeld en 0.80 als groot (Cohen,
1988).
Resultaten
Interventie
In de online conditie volgden deelnemers gemiddeld 4.50 modules (SD = 1.94) en
werd er gemiddeld 91 minuten (SD = 47.92) per deelnemer aan feedback geven besteed. In de
face-to-face conditie volgden deelnemers gemiddeld 5.37 sessies (SD = 1.35) en werd er
gemiddeld 242 minuten (SD = 60.75) per deelnemer behandeling gegeven.
Uitval
Van de 90 deelnemers vulden negen deelnemers (10%) de nameting niet in en 17
deelnemers (18,9%) vulden de tweede dagboekmeting niet in. De gegevens van de negen
deelnemers (10%) die zowel de nameting als de tweede dagboekmeting niet invulden zijn
niet meegenomen in de analyses. Van hen zaten er vier personen in de wachtlijst conditie
(13,3%), drie personen in de online conditie (10%) en twee personen in de face-to-face
conditie (6,7%). Uit de Fischer’s Exact Test bleek dat het aantal deelnemers dat uitviel niet
significant verschilde tussen de condities (x² = 0.80, p = .905). Ook verschilden de mensen
die uitvielen niet van de overige deelnemers wat betreft geslacht (x² = 0.07, p = .676),
opleiding (x² = 3.91, p = .202), het hebben van een baan (x² = 1.66, p = .196) en
medicijngebruik (x² = 0.88, p = .665). Uit een onafhankelijke t-toets bleek dat er ook geen
significant verschil was in leeftijd, t (81) = 1.51, p = .134, ISI score, t (88) = 1.03, p = .308, en
slaapefficiëntie, t (88) = -1.45, p = .151.
Na uitval van deelnemers bestond de face-to-face conditie uit 28 deelnemers, de online
conditie uit 27 deelnemers en de wachtlijst conditie uit 26 deelnemers. In Tabel 2 zijn per
conditie demografische kenmerken weergegeven van deze deelnemers. Van hen vulden acht
deelnemers alleen de tweede dagboekmeting niet in (8.9%). Drie personen hiervan zaten in de
wachtlijst conditie (10%), vier personen in de online conditie (13,3%) en één persoon in de
face-to-face conditie (3.3%). De gegevens van deze deelnemers zijn niet meegenomen in de
analyse van de slaapefficiëntie, maar wel in de overige analyses.
Tabel 2
Demografische Kenmerken per Conditie na Uitsluiting
Variabelen Face-to-face n % Online n % Wachtlijst n % Geslacht Vrouwelijk Mannelijk Opleiding Vmbo Havo/vwo Mbo Hbo/universiteit Baan Ja Nee Medicijngebruik Benzodiazepine Overig Geen Leeftijd 21 75 7 25 1 3.6 3 10.7 1 3.6 23 82.1 23 82.1 5 17.9 8 28.6 4 14.3 16 57.1 M (SD) 38.1 (3.1) 23 85.2 4 14.8 2 7.4 2 7.4 4 14.8 19 70.4 24 88.9 3 11.1 4 14.8 12 44.4 11 40.7 M (SD) 41.5 (14.0) 22 84.6 4 15.4 1 3.8 1 3.8 2 7.7 22 84.6 21 80.8 5 19.2 5 19.2 10 38.5 11 42.3 M (SD) 44.2 (12.6) Randomisatiecontrole
Er werd een randomisatiecontrole uitgevoerd om na te gaan of de deelnemers in de
verschillende condities bij de voormeting niet verschilden op een aantal belangrijke
variabelen. Met de Fischer’s Exact Test werd aangetoond dat er geen verschil was tussen de
condities wat betreft geslacht (x² = 1.15, p = .629), opleiding (x² = 3.84, p = .746) en het
hebben van een baan (x² = 0.82, p = .748). Ook bleek uit een Pearson Chi kwadraat Test dat
er geen verschil was in medicijngebruik tussen de condities (x² [4] = 6.64, p = .156). Ten
slotte bleek uit een variantie-analyse (eenwegs-ANOVA) dat er geen verschil was tussen de
condities wat betreft leeftijd, F(2, 78) = 1.47, p = .237, ISI score, F(2, 78) = 0.42, p = .657 en
slaapefficiëntie, F(2, 78) = 0.21, p = .814.
Effect therapie globale insomnie symptomen
In Tabel 3 is per conditie de gemiddelde score van de deelnemers op de ISI bij de
voor- en nameting en de effect size weergegeven.
Tabel 3
Gemiddelde Score en Standaarddeviatie (tussen Haakjes) op de Insomnia Severity Index bij de Voor- en Nameting en de Effect Size
Conditie Voormeting Nameting Effect size (Cohen’s d)
Face-to-face 17.36 (2.95) 6.82 (4.16) 2.92
Online 18.00 (2.84) 12.52 (4.71) 1.41
Wachtlijst 17.35 (3.19) 16.12 (4.15) 0.33
Hoofdanalyse
De resultaten van de variantie-analyse (mixed ANOVA) wezen uit dat er een
significant hoofdeffect was van meetmoment op de ISI score, F(1, 78) = 143.27, p < .001.
Ook het hoofdeffect van conditie op de ISI score bleek significant, F(2, 78) = 16.52, p < .001.
De belangrijkste bevinding was echter dat het interactie-effect tussen meetmoment en conditie
voor de ISI score significant was, F(2, 78) = 31.42, p < .001. In Figuur 2 is het
interactie-effect tussen meetmoment en conditie voor de ISI score grafisch weergegeven. Te zien is dat
in alle drie de condities de ISI score op de nameting lager was dan op de voormeting.
Post-hoc analyses
Post-hoc analyses wezen uit dat het interactie-effect significant was tussen de face-to-face en wachtlijst conditie (∆d = 3.13; F [1, 52] = 82.74, p < .001), tussen de online en
wachtlijst conditie (∆d = 1.43; F [1, 51] = 12.39, p = .001) en tussen de face-to-face en online conditie (∆d = 1.70; F [1, 53] = 15.59, p < .001). Hieruit bleek dat in tegenstelling tot de verwachting, de vermindering van de ISI score significant verschilde tussen alledrie de
condities.
Klinische relevantie
In de face-to-face conditie bereikte 21 personen (75.0%) een klinisch relevante
verandering in globale insomnie symptomen (∆ISI ≥ 8), ten opzichte van 10 personen (37.0%) in de online conditie en één persoon in de wachtlijst conditie (3.8%; (x² [2] = 28.66, p <
.001). Voor de behandeling was er bij alle deelnemers sprake van insomnie op basis van de
ISI ( ≥ 10). Na de behandeling waren in de face-to-face conditie 22 personen (78.6%) in remissie, ten opzichte van 6 personen (22.2%) in de online conditie en 2 personen (7.7%) in
de wachtlijst conditie (x² [2] = 32.86, p < .001). Het verschil bleek significant tussen de
face-to-face en wachtlijst conditie (x² [1] = 27.43, p < .001) en tussen de face-face-to-face en online
conditie (x² [1] = 17.46, p < .001), maar niet tussen de online en wachtlijst conditie (x² =
2.18, p = .250).
Figuur 2. Interactie-effect tussen meetmoment en conditie voor de Insomnia Severity Index
score.
Effect therapie slaapefficiëntie
In Tabel 4 is per conditie de gemiddelde slaapefficiëntie van de deelnemers bij de
voor- en nameting en de effect size weergegeven.
Tabel 4
Gemiddelde Slaapefficiëntie (in Procenten) en Standaarddeviatie (tussen Haakjes) bij de Voor- en Nameting en de Effect Size
Conditie Voor Na Effect size (Cohen’s d)
Face-to-face 67.52 (15.62) 83.87 (8.40) 1.30 Online 65.84 (9.55) 76.32 (10.01) 1.07 Wachtlijst 67.11 (9.64) 70.00 (12.82) 0.25 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Voormeting Nameting IS I S cor e Meetmoment Face-to-face Online Wachtlijst 22
Hoofdanalyse
De resultaten van de variantie-analyse (mixed ANOVA) wezen uit dat er een
significant hoofdeffect was van meetmoment op de slaapefficiëntie, F(1, 70) = 42.61, p <
.001. Ook het hoofdeffect van conditie op de slaapefficiëntie bleek significant, F(2, 70) =
3.80, p = .027. De belangrijkste bevinding was echter dat het interactie-effect tussen
meetmoment en conditie voor de slaapefficiëntie significant was, F(2, 70) = 6.74, p = .002. In
Figuur 3 is het interactie-effect tussen meetmoment en conditie voor de slaapefficiëntie
grafisch weergegeven. Te zien is dat in alle drie de condities de slaapefficiëntie op de
nameting hoger was dan op de voormeting.
Post-hoc analyses
Post-hoc analyses wezen uit dat het interactie-effect significant was tussen de face-to-face en wachtlijst conditie (∆d = 1.12; F [1, 48] = 13.10, p = .001) en tussen de online en
wachtlijst conditie (∆d = 0.63; F [1, 44] = 5.20, p = .028), maar niet tussen de face-to-face en online conditie (∆d = 0.49; F [1, 48] = 2.15, p = .149). Hieruit bleek dat zoals verwacht werd, de verhoging van de slaapefficiëntie significant verschilde tussen beide actieve behandel
condities en de wachtlijst conditie, maar niet significant verschilde tussen de online en
face-to-face conditie.
Klinische relevantie
Doorgaans wordt een slaapefficiëntie > 85% als normaal beschouwd en als maat
gebruikt om de klinische relevantie van een behandeling aan te duiden (Lancee et al., 2012;
Vincent & Lewycky, 2009). Voor de behandeling waren er in de face-to-face conditie 25
personen (92.6%) met een slaapefficiëntie onder de 85%, 22 personen (91.3%) in de online
conditie en 22 personen (95.7%) in de wachtlijst conditie. Na de behandeling gold dit voor 13
personen (48.1%) in de face-to-face conditie, 21 personen (95.5%) in de online conditie en
23 personen (100%) in de wachtlijst conditie (x² [2] = 22.94, p < .001). De face-to-face
conditie bleek significant te verschillen van zowel de online conditie (x² [1] = 10.63, p =
.001), als de wachtlijst conditie (x² [1] = 16.56, p < .001). Het verschil tussen de online en
wachtlijst conditie bleek niet significant (x² = 2.09, p = .489).
Figuur 3. Interactie-effect tussen meetmoment en conditie voor de slaapefficiëntie. 60 65 70 75 80 85 Voormeting Nameting Sla ap effic ië nt ie (% ) Meetmoment Face-to-face Online Wachtlijst 24
Discussie
In dit onderzoek werd voor het eerst online CGT voor insomnie direct vergeleken met
face-to-face CGT. Hierbij werd er gekeken naar het effect van de behandeling op globale
insomnie symptomen en de slaapefficiëntie. Zoals verwacht werd, resulteerden beide
behandelingen in significante verbeteringen ten opzichte van de wachtlijst conditie, in zowel
globale insomnie symptomen als slaapefficiëntie, waarbij er sprake was van grote effect sizes.
De geobserveerde effect sizes binnen de online conditie waren vergelijkbaar met effect
sizes die gevonden werden in andere onderzoeken waar gelijksoortige online interventies
onderzocht werden (Ritterband et al., 2009; Espie et al., 2012; Lancee et al., 2012; Lancee et
al., 2013; Van Straten et al., 2013). Ook de geobserveerde effect sizes binnen de face-to-face
conditie waren vergelijkbaar met effect sizes die gevonden werden in andere onderzoeken
waar gelijksoortige face-to-face interventies onderzocht werden (Edinger et al., 2001;
Sivertsen et al., 2007; Jacobs et al., 2004).
In tegenstelling tot de verwachting, bleek online CGT minder effectief dan
face-to-face CGT in de behandeling van insomnie. In de online conditie namen globale insomnie
symptomen met gemiddeld 30.3% minder af dan in de face-to-face conditie. De klinische
relevantie van deze bevinding werd onderstreept door het feit dat in de face-to-face conditie
na de behandeling maar liefst 22 personen (78.6%) in remissie waren, terwijl dit in de online
conditie voor slechts zes personen (22.2%) gold.
Wat betreft de slaapefficiëntie waren de resultaten minder eenduidig. In de
face-to-face conditie nam de slaapefficiëntie met gemiddeld 16.4% toe, ten opzichte van een toename
van 10.5% in de online conditie. Alhoewel het verschil in de verwachte richting was, bleek
het niet statistisch significant te zijn. Er was echter wel sprake van een klinisch significant
verschil. In de face-to-face conditie waren er 14 personen (51,9%) die na de behandeling een
slaapefficiëntie >85% hadden, ten opzichte van 2 personen (8.7%) in de online conditie.
Wellicht is deze tegenstrijdigheid in het resultaat wat betreft de slaapefficiëntie, te verklaren
door een randomisatiefout. Op de voormeting was er namelijk binnen de face-to-face conditie
sprake van een grotere variantie dan binnen de online conditie. Hierdoor werd de assumptie
van gelijkheid van varianties voor de variantie-analyse geschonden. Mogelijk heeft dit ervoor
gezorgd dat het resultaat niet valide is. Het is denkbaar dat wanneer er meer deelnemers
waren geweest en de varianties gelijk waren, het verschil wel significant was geweest.
De bevinding dat online CGT minder effectief is dan face-to-face CGT in de
behandeling van insomnie, sluit niet aan bij studies waarin de effectiviteit van online en
face-to-face CGT voor andere psychische stoornissen is vergeleken en waaruit bleek dat beide
behandelingen even effectief waren (Andersson et al., 2013; Cuijpers et al., 2010)
De meest aannemelijke verklaring voor het feit dat in deze studie online CGT minder
effectief bleek dan face-to-face CGT, is dat face-to-face CGT ook echt effectiever is. Toch
zijn er ook een aantal alternatieve verklaringen mogelijk. Een van die alternatieve
verklaringen, zou het verschil in experise en ervaring van de behandelaar kunnen zijn.
Aangezien de online behandeling werd gegeven door masterstudenten psychologie en de
face-to-face behandeling door een externe in slaapproblematiek gespecialiseerde psycholoog, is het
denkbaar dat dit de effectiviteit van de face-to-face behandeling ten opzichte van de online
behandeling op een positieve manier beïnvloed heeft. Ideaal zou zijn om in vervolgonderzoek
beide behandelingen niet alleen wat betreft de inhoud overeen te stemmen, maar ook gebruik
te maken van dezelfde behandelaren.
Een andere verklaring zou een verschil in vertrouwen in de behandeling van de
deelnemers kunnen zijn. Aangezien het traditionele beeld wat mensen van therapie hebben,
face-to-face behandeling betreft en aangenomen mag worden dat mensen minder bekend zijn
met online behandeling, is het denkbaar dat mensen meer vertrouwen hebben in face-to-face
behandeling. Als mensen vertrouwen hebben in de behandeling, zorgt dit voor geloof en hoop
en dat zijn factoren waarvan bekend is dat ze het therapie effect positief beïnvloeden.
Ten slotte zou het verschil in effectiviteit tussen online en face-to-face CGT ook
verklaard kunnen worden door een verschil in motivatie. Mogelijk hadden mensen die zich
aanmeldden voor het onderzoek, een voorkeur voor face-to-face behandeling. Het is denkbaar
dat wanneer mensen vervolgens in de online conditie geplaatst werden, dit voor een
teleurstelling zorgde, waardoor mogelijk de motivatie om aan het onderzoek deel te nemen
daalde. Het is aan te raden om in vervolgonderzoek deelnemers op de voormeting te vragen
naar hun voorkeur voor behandelvorm en na de indeling in de online of face-to-face conditie,
deelnemers te vragen hoeveel vertrouwen ze hebben in de toegewezen behandelvorm en in
welke mate ze gemotiveerd zijn om de behandeling te volgen.
Naast deze mogelijke alternatieve verklaringen voor het gevonden resultaat, zijn er
ook een aantal beperkingen aan het onderzoek. Een van de beperkingen van dit onderzoek is
het feit dat er alleen mensen deelnamen waarbij sprake was van primaire insomnie. Mensen
met slaapproblemen ten gevolgen van een psychiatrische of medische aandoeningen werden
uitgesloten van deelname. Hierdoor zijn de resultaten wellicht niet generaliseerbaar naar
mensen met secondaire insomnie. Vervolgonderzoek zal moeten uitwijzen of online
behandeling ook effectief is voor mensen met complexere slaapproblemen.
Een andere beperking is het feit dat in de studie alleen gebruik werd gemaakt van een
slaapdagboek om slaapparameters te meten. Uit onderzoek van Edinger en Fins (1995) bleek
dat de zelf-gerapporteerde slaaptijd van mensen afwijkt van metingen met een
polysomnograaf, waarbij er zowel sprake kan zijn van onder- als overrapportage. Het is aan te
raden om in vervolgonderzoek naast zelfrapportage door middel van een slaapdagboek, ook
gebruik te maken van objectieve metingen door middel van een polysomnograaf.
Ondanks deze beperkingen hebben de bevindingen belangrijke implicaties voor de
klinische praktijk. Alhoewel beide behandelingen effectief waren in de behandeling van
insomnie, lijkt face-to-face CGT beter te werken dan online CGT. Ideaal zou zijn om iedereen
met insomnie face-to-face CGT aan te bieden, maar dat is niet mogelijk aangezien er een
gebrek aan CGT therapeuten is (Lancee et al., 2012). Om optimaal gebuik te maken van de
beschikbare CGT therapeuten, is het aan te raden om online CGT aan te bieden als een eerste
optie binnen een stepped-care model (Espie, 2009). Face-to-face CGT kan dan worden
aangeboden aan diegene die niet voldoende verbeteren door online CGT of aan personen
waarbij face-to-face CGT om een andere reden meer geschikt lijkt.
Referenties
Andersson, G., Carlbring, P., Ljótsson, B., Hedman, E. (2013). Guided internet-based CBT
for common mental disorders. Journal of Contemporary Psychotherapy, 43, 223-233.
Andersson, G., & Hedman, E. (2013). Effectiveness of guided internet-based cognitive
behavior therapy in regular clinical settings. Verhaltenstherapie, 23, 140–148.
American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and Statistical Manual of Mental
Disorders (5e editie). Arlington, VA: Auteur: American Psychiatric Association.
Baglioni, C., Battagliese, G., Feige, B., Spiegelhalder, K., Nissen, C., Voderholzer, U., et al.
(2011). Insomnia as a predictor of depression: A meta-analytic evaluation of
longitudinal epidemiological studies. Journal of Affective Disorders, 135, 10–19.
Bastien, C. H., Vallières, A., & Morin, C. M. (2001). Validation of the Insomnia
Severity Index as an outcome measure for insomnia research. Sleep Medicine, 2,
297-307.
Benca, R. M. (2005) Diagnoses and treatment of chronic insomnia: A review. Psychiatric
Service, 56, 332-343.
Bouma, J., Ranchor, A. V., Sanderman, R., & van Sonderen, E. (1995). Het meten van
symptomen van depressie met de CES-D: Een handleiding. [Dutch translation of the
Epidemiological Studies-Depression scale]. Groningen: Noordelijk Centrum voor
Gezondheidsvraagstukken.
Buysse, D. J., Ancoli-Israel, S., Edinger, J. D., Lichstein, K. L., & Morin, C. M. (2006).
Recommendations for a standard research assessment of insomnia. Sleep, 29,
1155-1173.
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2e editie). New
York: Lawrence Erlbaum Associates.
Cuijpers, P., Donker, T., Van Straten, A., Li, J., & Andersson, G. (2010). Is guided self-help
as effective as face-to-face psychotherapy for depression and anxiety disorders? A
systematic review and meta-analysis of comparative outcome studies. Psychological
Medicine, 40, 1943-1957.
Cuijpers, P., Van Straten, A., & Andersson, G. (2008). Internet-administered cognitive
behavior therapy for health problems: A systematic review. Journal of Behavioral
Medicine, 31, 169–177.
Edinger, J. D., Fins, A. (1995). The distribution and clinical significance of sleep time in
perceptions among insomniacs. Sleep, 18, 232-239.
Edinger, J. D.,Wohlgemuth, W. K., Radtke, R. A., Marsh, G. R., & Quillian, R. E. (2001).
Cognitive behavioral therapy for treatment of chronic primary insomnia: A
randomized controlled trial. Journal of the American Medical Association, 285,
1856-1864.
Espie, C. A. (2009). “Stepped care”: A health technology solution for delivering cognitive
behavioral therapy as a first line insomnia treatment. Sleep, 32, 12, 1549-1558.
Espie, C. A., Kyle, S. D., Williams, C., Ong, J. C., Douglas, N. J., Hames, P., et al. (2012). A
randomized, placebo-controlled trial of online cognitive behavioral therapy for chronic
insomnia disorder delivered via an automated media-rich web application. Sleep, 35,
769–781.
First, M.B., Spitzer, R.L., Gibbon, M., & Williams, J.B.W. (1997). Structured Clinical
Interview for DSM-IV Axis I disorders (SCID I). New York: Biometric Research
Department.
Ford, D. E., & Kamerow, D. B. (1989). Epidemiologic study of sleep disturbances and
psychiatric disorders: An opportunity for prevention? Journal of the American
Medical Association, 262, 14798–1484.
Holbrook, A. M., Crowther, R., Lotter, A., Cheng, C., & King, D. (2000). Meta-analysis of
benzodiazepine use in the treatment of insomnia. Canadian Medical Association
Journal, 162, 225-233.
Jacobs, G. D., Pace-Schott, E. F., Stickgold, R., & Otto, M. W. (2004). Cognitive behavior
therapy and pharmacotherapy for insomnia: A randomized controlled trial and direct
comparison. Archives of Internal Medicine, 164, 1888-1896.
Knutson, K. L., Ryden, A. M., Mander, B. A., & Van Cauter, E. (2006). Role of sleep
duration and quality in the risk and severity of type 2 diabetes mellitus. Archives of
Internal Medicine, 166, 1768–1774.
Lancee, J., Van den Bout, J., Sorbi, M. J., & Van Straten, A. (2013). Motivational support
provided via email improves the effectiveness of internet-delivered self-help treatment
for insomnia: A randomized trial. Behaviour Research and Therapy, 51, 797-805.
Lancee, J., Van den Bout, J., Van Straten, A., & Spoormaker, V. I. (2012). Internet-delivered
or mailed self-help treatment for insomnia? A randomized waiting-list controlled trial.
Behaviour Research and Therapy, 50, 22-29.
Leger, D., & Bayon, V. (2010) Societal costs of insomnia. Sleep Medicine Reviews, 14, 379–
389.
Leger, D., Scheuermaier, K., Philip, P., Paillard Mand Guilleminault, C. (2001). SF-36:
Evaluation of quality of life in severe and mild insomniacs compared with good
sleepers. Psychosomatic Medicine, 63, 49–55.
Lobbestael, J., Leurgans, M., & Arntz, A. (2011) Inter-rater reliability of the Structured
Clinical Interview for DSM-IV Axis I Disorders (SCID I) and Axis II Disorders
(SCID II). Clinical Psychology and Psychotherapy, 18, 75–79.
Morgenthaler, T., Kramer, M., Alessi, C., Friedman, L., Boehlecke, B., Brown, T. et al.
(2006). Practice parameters for the psychological and behavioral treatment of
insomnia: An update. An American Academy of Sleep Medicine Report. Sleep, 29,
1415-1419.
Morin, C. M. (1993). Insomnia: Psychological assessment and management. New York:
Guilford Press.
Morin, C. M., Belleville, G., Bélanger, L., & and Ivers, H. (2011a). The Insomnia Severity
Index: Psychometric Indicators to Detect Insomnia Cases and Evaluate Treatment
Response. Sleep, 34, 601–608.
Morin, C. M., Bootzin, R. R., Buysse, D. J., Edinger, J. D., Espie, C. A., & Lichstein, K. L.
(2006). Psychological and behavioral treatment of insomnia: Update of the recent
evidence (1998-2004). Sleep, 29, 1398-1414.
Morin, C. M., Colecchi, C., Stone, J., Sood, R., & Brink, D. (1999). Behavioral and
pharmacological therapies for late-life insomnia: A randomized controlled trial.
Journal of American Medical Association, 281, 991-999.
Morin, C. M., LeBlanc, M., Bélanger, L., Ivers, H., Mérette, C., & Savard, H. (2011b).
Prevalence of Insomnia and Its Treatment in Canada. The Canadian Journal of
Psychiatry, 56, 540-548.
Morin, C. M., Vallieres, A., Guay, B., Ivers, H., Savard, J., Merette, C., et al. (2009).
Cognitive behavioral therapy, singly and combined with medication, for
persistent insomnia: A randomized controlled trial. Journal of the American
Medical Association, 301, 2005-2015.
Ohayon, M. M., & Smirne, S. (2002). Prevalence and consequences of insomnia disorders in
the general population of Italy. Sleep Medicine, 3, 115-120.
Phillips, B., & Mannino, D., M. (2007). Do insomnia complaints cause hypertension or
cardiovascular disease?. Journal Clinical Sleep Medicine, 3, 489–494.
Radloff, L. S. (1977). The CES-D scale: A self-report depression scale for research in the
general population. Applied Psychological Measurement, 1, 385-401.
Ritterband, L. M., Thorndike, F. P., Gonder-Frederick, L. A., Magree, J. C., Bailey, E. T.,
Saylor, D. K., et al. (2009). Efficacy of an internet-based behavioral intervention for
adults with insomnia. Archives of General Psychiatry, 66, 7, 692-698.
Roth, T., & Ancoli-Israel, S. (1999). Daytime consequences and correlates of insomnia in the
United States: Results of the 1991 National Sleep Foundation survey II. Sleep, 22,
354–358.
Sivertsen, B., Omvik, S., Pallesen, S., Bjorvatn, B., Havik, O. E., Kvale, G., et al. (2006).
Cognitive behavioral therapy vs zopiclone for treatment of chronic primary insomnia
in older adults: A randomized controlled trial. Journal of the American Medical
Association, 295, 2851-2858.
Spek, V., Cuijpers, P., Nyklicek, I., Riper, H., Keyzer, J., & Pop, V. (2007). Internet-based
cognitive behaviour therapy for symptoms of depression and anxiety: A meta-analysis.
Psychological Medicine, 37, 319–28.
Spinhoven, P., Ormel, J., Sloekers, P. P., Kempen, G. I., Speckens, A. E., & Van Hemert, A.
M. (1997). A validation study of the Hospital Anxiety and Depression scale (HADS)
in different groups of Dutch subjects. Psychological Medicine, 27, 363-370.
Spoormaker, V. I., Verbeek, I., van den Bout, J., & Klip, E. C. (2005). Initial validation
of the SLEEP-50 questionnaire. Behavioral Sleep Medicine, 3, 227-246.
Ström, L., Pettersson, R., & Andersson, G. (2004). Internet-Based Treatment for Insomnia: A
Controlled Evaluation. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 72, 113–120.
Ustinov, Y., Lichstein, K. L., Van der Wal, G. S., Taylor, D. J., Riedel, B. W., & Bush, A. J.
(2010). Association between report of insomnia and daytime functioning. Sleep
Medicine, 11, 65–68
Taylor, D. J., Lichstein, K. L., Durrence, H. H., Reidel, B. W., & Bush, A. J. (2005).
Epidemiology of insomnia, depression and anxiety. Sleep, 28, 1457-1464.
Van Straten, A., & Cuijpers, P. (2009). Self-help therapy for insomnia: A meta-analysis. Sleep
Medicine Reviews, 13, 61-71.
Van Straten, A., Emmelkamp, J., de Wit, J., Lancee, J., Andersson, G., Someren, E. J.W., et
al. (2013). Guided internet-delivered cognitive behavioral treatment for insomnia: A
randomized trial. Psychological Medicine, Beschikbaar op CJO 2013,
doi:10.1017/S0033291713002249
Vincent, N., Lewycky, S. (2009) Logging on for better sleep: RCT of the effectiveness of
online treatment for insomnia. Sleep, 32, 807-15.
Zammit, G. K., Weiner, J., Damato, N., Sillup, G. P., & McMillan, C. A. (1999). Sleep.
Journal of Sleep Research & Sleep Medicine, 22, 379-385.
Zigmond, A. S., & Snaith, R. P. (1983). The Hospital Anxiety and Depression Scale. Acta
Psychiatrica Scandinavica, 67, 361–370.
