UNIVERSITEIT VAN AMSTERDAM
FACULTEIT DER MAATSCHAPPIJ- EN GEDRAGSWETENSCHAPPEN
Validatie van de Nederlandse Versie van de Freiburg
Mindfulness Inventory – verkorte versie
Elisabeth F.M. van ’t Hooft
Masterthese Klinische Psychologie Studentnummer : 6068219
Supervisor UvA : A.A.P. van Emmerik PhD
Externe supervisor : F.Z. Bruggeman-Everts MSc (Helen Dowling Instituut) November 2014
Inhoudsopgave
VOORWOORD ... 3 ABSTRACT ... 4 INLEIDING ... 5 METHODE ... 9 DEELNEMERS ... 9 PROCEDURE ... 12 MEETINSTRUMENTEN ... 13 STATISTISCHE ANALYSES ... 16 RESULTATEN ... 18 EXPLORERENDE FACTORANALYSE ... 18 INTERNE CONSISTENTIE ... 19 CONSTRUCTVALIDITEIT ... 20 VERANDERGEVOELIGHEID ... 21 CONCLUSIE EN DISCUSSIE ... 22 LITERATUUR ... 27 APPENDIX ... 33Voorwoord
Ik heb enkele jaren geleden ‘aan den lijve’ ondervonden wat voor een positieve impact
mindfulness kan hebben. Daarnaast heb ik in mijn nabije omgeving verschillende mensen die
met kanker te maken hebben (gehad). Daarom was ik meteen erg enthousiast toen ik de kans
kreeg om bij het Helen Dowling Instituut onderzoek te doen in het kader van mindfulness
interventies.
Met grote motivatie heb ik gewerkt aan mijn onderzoek en vind het bijzonder dat ik met deze
these een bijdrage mag leveren aan het onderzoek naar en de toepassing van mindfulness.
Graag wil ik Fieke Bruggeman-Everts, als promovenda verbonden aan het Helen Dowling
Instituut, bedanken. We hebben regelmatig fijn kunnen sparren en haar prettige manier van
begeleiden hebben mij over een aantal dode punten heen geholpen. Daarnaast heb ik veel van
haar geleerd over het doen van wetenschappelijk onderzoek en het schrijven van
wetenschappelijke teksten.
Ook wil ik Arnold van Emmerik, als wetenschappelijk onderzoeker verbonden aan de
programmagroep Klinische Psychologie van de Universiteit van Amsterdam, bedanken voor
zijn inspirerende begeleiding. Ik heb genoten van onze uitgebreide gesprekken waarin we
samen nadachten over het onderwerp en discussies niet uit de weg gingen. Ik heb veel van
Arnold opgestoken.
Elisabeth van ’t Hooft
Abstract
Deze studie beoogde de factorstructuur en psychometrische eigenschappen van de
Nederlandse vertaling van de Freiburg Mindfulness Inventory (FMI-14) vast te stellen. Data
werd verzameld in twee patiëntengroepen: hartpatiënten (n = 107) en (ex-)kankerpatiënten
(n = 158). Met een principale componenten analyse werd een tweefactor structuur gevonden.
Zowel de FMI-14 (.85) als haar subschalen (.75 en .80) hadden een goede interne consistentie.
Verwachte matige correlaties met andere mindfulnessvragenlijsten werden bevestigd.
Verwachte zwakke correlaties met andere vragenlijsten vertoonden een gemengd beeld,
waardoor de divergente validiteit van de FMI-14 slechts ten dele ondersteuning vond.
Vermoedde veranderingen in mindfulness tijdens een interventie konden adequaat gemeten
worden met de FMI-14, wat ondersteuning biedt aan de verandergevoeligheid van de FMI-14.
De resultaten waren vergelijkbaar met bevindingen uit eerdere onderzoeken. Gezien de goede
psychometrische eigenschappen van de FMI-14 en de relatieve korte afname duur lijkt deze
lijst geschikt voor gebruik in klinische settings.
Keywords: Freiburg Mindfulness Inventory; mindfulness; validatieonderzoek; interne consistentie; psychometrische eigenschappen; verandergevoeligheid
Inleiding
Mindfulness kent vele definities; een van de meest gehanteerde en geciteerde
definities is de volgende van Jon Kabat-Zinn: opmerkzaamheid die ontstaat door op een
specifieke manier aandacht te geven: bewust, in het moment en zonder oordeel (Kabat-Zinn,
1994). Bij mindfulness wordt de aandacht dus niet gericht op het verleden of de toekomst,
maar op datgene wat zich in het moment afspeelt en zonder oordeel. Met andere woorden:
niet-oordelend, aanvaardend aanwezig zijn.
Op mindfulness gebaseerde interventies hebben de afgelopen decennia steeds meer
aan populariteit gewonnen in de behandeling van psychologische en fysieke klachten. In deze
zogenaamde derde generatie cognitieve gedragstherapieën (Hayes, 2004) is het accent van de
therapie verlegd van het rechtstreeks veranderen van gedrag, gedachten en emoties naar het
effectiever leren omgaan met en accepteren van deze dimensies. Interventies binnen deze
groep therapieën kunnen ruwweg in twee categorieën opgedeeld worden. De eerste groep
bestaat uit interventies die nagenoeg volledig gebaseerd zijn op het trainen van mindfulness,
waarvan Based Stress Reduction (MBSR; Kabat-Zinn, 1998) en
Mindfulness-Based Cognitive Therapy (MBCT; Segal, Williams, & Teasdale, 2002) de bekendste zijn. De
tweede categorie omvat behandelingen die enkel componenten van mindfulness opnemen in
de therapie. Een voorbeeld van de laatste is Dialectical Behaviour Therapy (DBT; Linehan,
1993). In deze therapieën wordt mindfulness geconceptualiseerd als een vaardigheid die
aangeleerd en toegepast kan worden om psychologische klachten te verminderen en
gezondheid en welzijn te verbeteren (Baer et al., 2006).
Mindfulness is een concept dat zijn wortels heeft in de Boeddhistische psychologie,
waar het vooral gebruikt wordt om het ‘lijden’ te doorbreken door het ‘juiste’ inzicht te
permanent is (Brookhuis, 2011). De westerse variant van mindfulness werd in de jaren ‘70
van de vorige eeuw voor het eerst door Kabat-Zinn als psychologisch interventiemiddel
ontwikkeld en ingezet bij chronische pijnpatiënten, met als primaire doel het bereiken van een
gezonder leven door het verminderen van stress, pijn en ziekte (Kabat-Zinn, 1990).
Empirisch onderzoek suggereert dat op mindfulness gebaseerde interventies leiden tot
positieve psychologische effecten, waaronder verbetering van het subjectieve welbevinden,
vermindering van psychologische klachten en emotionele reactiviteit en verbeterde regulatie
van het gedrag (Brown & Ryan, 2003; Baer, 2003; Keng, Smoski, & Robins, 2011; Britton,
Shahar, Szepsenwol, & Jacobs, 2012). Het hoofddoel van deze interventies is het van moment tot moment ervaren van wat zich aandient, zonder deze ervaring te vervormen met daarmee
geassocieerde gedachten (Kabat-Zinn, 1985). Aangenomen wordt dat het op een open en
niet-oordelende wijze ervaren van wat zich afspeelt in het huidige moment, het effect van
stressoren vermindert. Teveel aandacht voor stressoren uit het verleden of de toekomst kan
namelijk leiden tot angst- en depressieve klachten (Bruin et al., 2012). Kortom: met het
beoefenen van mindfulness wordt getracht om op een effectieve manier te leren omgaan met
problemen en klachten.
De laatste jaren is ook steeds meer aandacht voor het meten van het construct
mindfulness. Afhankelijk van de definiëring en toepassing van het construct mindfulness zijn
er verschillende zelfbeoordelingvragenlijsten ontwikkeld (Bergomi, Tschacher, & Kupper,
2013). De meest bekende vragenlijsten zijn de Mindfulness Attention Awareness Scale
(MAAS; Brown & Ryan, 2003), de Kentucky Inventory of Mindfulness Scale (KIMS; Baer,
Smith, & Allen. 2004), de Cognitive and Affective Mindfulness Scale-Revised (CAMS-R;
Feldman, Hayes, Kumar, Greeson, & Laurenceau, 2007; Hayes & Feldman, 2004), de
Toronto Mindfulness Scale (TMS; Lau et al., 2006), de Five Facet Mindfulness Questionnaire
Een vragenlijst die dicht bij de Boeddhistische oorsprong van het begrip mindfulness
staat is de Freiburg Mindfulness Inventory (FMI-30; Buchheld et al., 2001). Deze vragenlijst
werd namelijk ontwikkeld met hulp van experts in de Boeddhistische psychologie.
Aanvankelijk bestond de lijst uit 30 items en vier factoren (‘aandachtig zijn in het heden’,
‘niet-oordelende acceptatie’, ‘open voor ervaring’ en ‘inzicht’). In een vervolgstudie
ontwikkelden Walach, Buchheld, Buttenmüller, Kleinknecht, & Schmidt (2006) vanuit de
FMI-30 een vragenlijst met 14 items (FMI-14) bestaande uit één factor. De FMI-14 kan
afgenomen worden bij mensen die geen kennis bezitten van Boeddhisme en meditatie
(Walach et al, 2006).
Ströhle (2006) deed onderzoek naar de psychometrische eigenschappen van de
FMI-14 en vond ondersteuning voor een structuur bestaande uit twee factoren, namelijk Presence
(Aanwezigheid ofwel ‘in het moment zijn’) en Acceptance (Acceptatie). Kohls, Sauer en
Walach (2009) vonden zowel ondersteuning voor een één- als een twee-factorstructuur
(eveneens Presence en Acceptance). Trousselard et al. (2010) onderzochten de
psychometrische eigenschappen van de Franse versie van de FMI-14 en vonden eveneens
ondersteuning voor een structuur van zowel één als twee factoren. Daarnaast bleek uit
onderzoek onder klinische en niet-klinische deelnemers dat de FMI-14 goede
psychometrische eigenschappen bezit (Ströhle, 2006; Kohls et al., 2009; Trousselard et al.,
2010; Chen & Zhou, 2013).
In deze studie werden de psychometrische eigenschappen van de Nederlandse versie
van de FMI-14 onderzocht. De FMI-14 heeft als voordeel dat het een korte lijst betreft die
toegepast kan worden in een klinische setting zonder dat kennis over meditatie of
Boeddhisme vereist is (Wallach et al., 2006; Kohls et al., 2009). Er werd gebruik gemaakt van
data die werd verzameld in twee studies. In studie 1 kregen hartpatiënten die een
studie 2 kregen (ex-)kankerpatiënten een vorm van MBCT (Segal, Williams, & Teasdale,
2002). De volgende hypothesen werden onderzocht:
Hypothese 1
Gebaseerd op de literatuur (Ströhle, 2006; Trousselard et al., 2010; Chen & Zhou,
2013; Sauer, Ziegler, Danay, Ives, & Kohls, 2013). werd verwacht dat de FMI-14 zou bestaan
uit twee factoren.
Hypothese 2
Op basis van eerder onderzoek (Walach et al., 2006; Trousselard et al., 2010; Chen &
Zhou, 2013) werd verwacht dat de interne consistentie van de twee factor van de FMI-14 tenminste een Cronbach’s α van .70 zou bedragen, wat in lijn is met de vuistregel van Field (2009).
Hypothese 3
Uit eerder onderzoek bleek dat de constructvaliditeit van de FMI-14 goed is (Walach
et al., 2006). In dit onderzoek werd de constructvaliditeit onderzocht door de FMI-14-scores
te correleren met andere vragenlijsten. Verwacht werd dat de Nederlandse vertaling van de
FMI-14 eveneens een goede constructvaliditeit heeft, waarbij vragenlijsten die aan
mindfulness verwante constructen meten significant en tenminste matig (r > .3) zouden
correleren met de FMI-14 (convergente validiteit) en vragenlijsten die niet aan mindfulness
verwante constructen meten niet-significant en laag (r < .3) zouden correleren met de FMI-14
(divergente validiteit).
Hypothese 4
Verwacht werd dat deelnemers aan het einde van een effectieve
mindfulness-interventie (Kabat-Zinn, 1990; Segal, Wiliams, & Teasdale, 2002; Ma & Teasdale, 2004;
de interventie. Aldus gevonden veranderingen in scores vormen een ondersteuning voor de
verandergevoeligheid van de FMI-14.
De Factorstructuur (hypothese 1) en de interne consistentie van de FMI-14 (hypothese
2) werd onderzocht door de FMI-14-data uit beide studies samen te voegen. De
constructvaliditeit van de 14 (hypothese 3) werd bestudeerd door voor studie 1 de
FMI-14-scores te vergelijken met scores op andere vragenlijsten uit dezelfde studie. Voor het
bepalen van de verandergevoeligheid van de FMI-14 werd in beide studies onderzocht of de
mate van mindfulness, gemeten met de FMI-14, in de loop van de interventie verbeterde.
Methode
Deelnemers
Studie 1
Aan deze studie namen 107 hartpatiënten (82.2% man en 17.8% vrouw, Mleeftijd = 55.8
jaar, SD = 7.24, range = 37 – 69 jaar) deel die in het Catharina Ziekenhuis in Eindhoven
tussen februari 2008 en mei 2010 een dotterbehandeling hadden ondergaan. Hartpatiënten (N
= 1690) werden per brief benaderd om deel te nemen aan het stressreductieprogramma
MindfulHeart (Nyklíček, Dijksman, Lenders, Fonteijn, & Koolen, 2012) dat is gebaseerd op MBSR (Kabat-Zinn, 1990). De inclusiecriteria van deze studie waren leeftijd onder de 70
jaar, niet in behandeling zijn voor psychologische klachten, geen ernstige fysieke en
psychologische comorbiditeit, geen sprake van hersenschade, voldoende beheersing van de
Nederlandse taal, geen veranderingen in medicatiegebruik en geen acute infectie in de
afgelopen 2 weken. Van de 397 hartpatiënten die aangaven deel te willen nemen aan de
studie, voldeden 273 niet aan de inclusiecriteria en trokken 71 zich terug voor aanvang van de
worden bij de huidige analyses (de data van 7 deelnemers was onbruikbaar wegens teveel
ontbrekende gegevens). Deelnemers werden door middel van loting toegewezen aan een
interventie- en een controlegroep.
Studie 2
Aan deze studie namen 220 (ex-)kankerpatiënten deel die tussen september 2009 en
februari 2013 via zorgverleners, informatieavonden en diverse advertenties in dagbladen en
sites door het Helen Dowling Instituut werden benaderd om deel te nemen aan het
vermoeidheidsreductieprogramma Minder Moe bij Kanker (Bruggeman-Everts, Van Der Lee,
& De Jager-Meezenbroek (in druk)). Minder moe bij kanker is een online interventie
gebaseerd op het MBCT-programma voor kankerpatiënten zoals beschreven in Van der Lee
en Garssen (2012). De inclusiecriteria waren leeftijd onder de 70 jaar, last van ernstige
chronische vermoeidheid na afronding van een kankerbehandeling, geen ernstige
psychologische comorbiditeit en kankerbehandeling tenminste 3 maanden hebben afgesloten.
Van de 1516 (ex-)kankerpatiënten die de Checklist Individuele Spankracht (CIS;
Vercoulen et al., 1994), een vragenlijst die vermoeidheid meet, online hadden ingevuld,
meldden zich 426 aan voor de interventie. Van deze groep voldeden 265 deelnemers aan alle
selectiecriteria en startten 220 met de interventie. De FMI-14 werd online afgenomen, waarbij
antwoorden op alle items vereist was om verder te kunnen, waardoor de vragenlijsten geen
ontbrekende data vertoonden. De FMI-14 werd facultatief aangeboden om in te vullen. Van
de 220 deelnemers die startten met de interventie, vulden 158 deelnemers (23.4% man en
76.6% vrouw, Mleeftijd = 49.78 jaar, SD = 10.29, range = 23 – 66 jaar) de FMI-14 in week 1
van de therapie in.
De demografische gegevens van de deelnemers uit beide studies zijn weergegeven in
psychologische hulp (andere interventies in het verleden en/of naast de huidige studie). Wel
werd een verschil in man-vrouwverdeling, comorbiditeit (andere ernstige fysieke of
psychologische klachten), opleiding en leeftijd gevonden. Voor de man-vrouwverdeling was
een Pearson chikwadraattoets statistisch significant. De comorbiditeit bleek in studie 1
statistisch significant vaker voor te komen dan in studie 2. De opleidingsachtergrond van
beide studies bleek eveneens statistisch significant te verschillen. Tenslotte bleek de
gemiddelde leeftijd in studie 1 volgens de resultaten van een onafhankelijke t-test significant
hoger te liggen dan in studie 2.
Tabel 1.
Demografische Gegevens van de Deelnemers uit Studie 1 en Studie 2
Studie 1 (n = 107) Studie 2 (n = 158) n % n % toetsingswaarde p Geslacht - man - vrouw 88 19 82.2 17.8 37 121 23.4 76.6 χ2 = 86.85 p < .001 Burgerlijke staat - Gehuwd/samenwonend - Alleenstaand/weduwnaar/weduwe 71 36 66.4 33.6 104 54 65.8 34.2 χ2 = .029 n.s. Opleiding/werkniveau - Laaga - Gemiddeldb - Hoogc - Onbekend 7 61 39 - 6.5 57.0 36.4 - 8 50 94 6 5.1 31.6 3.8 3.8 χ2 = 18.223 p < .001 Psychologische hulpd - Wel - Geen - Onbekend 14 93 - 13.1 86.9 - 22 134 2 13.9 84.8 1.3 χ2 = .722 n.s. Comorbiditeite - Wel - Geen 38 69 35.5 64.5 37 121 23.4 76.6 χ2 = 5.111 p < .05 M SD M SD Leeftijd 55.84 7.24 49.78 10.29 t(263) = -5.272 p < .001 Noot. a Lager onderwijs, lager beroepsonderwijs; b Middelbaar voortgezet onderwijs, middelbaar beroepsonderwijs, hoger algemeen en
voorbereidend onderwijs; c Hoger beroepsonderwijs, Universitair onderwijs; d andere interventies in het verleden en/of naast de huidige
Procedure
Studie 1.
De 107 deelnemers werden door middel van loting verdeeld over een interventiegroep
(n = 55) en een controlegroep (n = 52). De interventie werd gegeven in groepen van 6-8
deelnemers onder leiding van een therapeut en was gebaseerd op het MBSR-programma van
Kabat-Zinn (1990). De interventie bestond uit drie wekelijkse groepstrainingen van 90 tot 120
minuten. Daarnaast werd deelnemers gevraagd om het geleerde dagelijks 30 minuten te
oefenen. Twee weken na afsluiting van de training namen de deelnemers deel aan een
evaluatiesessie. De controlegroep kreeg dezelfde interventie aangeboden, maar dan als
zelfhulp. Alle deelnemers vulden bij aanvang en na afsluiting van de interventie vragenlijsten
in, waaronder de FMI-14. Voor een uitgebreide beschrijving van het onderzoek zie Nyklíček et al. (2012).
Studie 2.
Alle 220 deelnemers kregen een negen weken durende online MBCT-programma
zoals beschreven in Van der Lee en Garssen (2012). De interventie was gericht op de
bewustwording van maladaptieve automatische reacties op vermoeidheid en het aanleren van
nieuwe copingstrategieën met betrekking tot emoties en gedachten rondom vermoeidheid.
Deelnemers kregen toegang tot een persoonlijk webpagina waarop wekelijks een nieuw
hoofdstuk uit een reader, een mp3-bestand en oefeningen beschikbaar kwamen. Deelnemers
werd gevraagd de informatie te lezen, dagelijks 30 minuten (aandacht)oefeningen te doen met
behulp van het mp3-bestand en een online logboek bij te houden. Een persoonlijke therapeut
beschrijving van het onderzoek zie Bruggeman-Everts et al. (in druk). Na week 1, week 3,
week 6 en week 9 vulden deelnemers facultatief de FMI-14.
Meetinstrumenten
Freiburg Mindfulness Inventory (FMI-14; Walach et al., 2006)
De FMI bestaat uit 14 items die worden gescoord op een 4-punt Likert schaal (1 = ‘zelden’ tot
4 = ‘bijna altijd’). De veertien items vormen een totaalscore met een range van 14 tot 56,
waarbij hogere scores duiden op een hogere mate van mindfulness. Voorbeeldvragen zijn: “Ik
sta open voor de ervaring van het moment” en “Ik accepteer onaangename ervaringen”. De
interne consistentie van de originele Duitse lijst, afgenomen in een klinische steekproef van
103 deelnemers is, met een Cronbach’s α van .86, goed. De FMI-14 correleert matig met de concepten als zelfbewustzijn (r = .39) en zelfkennis (r = .55) en laag met concepten als
publiek zelfbewustzijn (r = -.18) en dissociatieve symptomen (r = -.31) wat duidt op een
acceptabele constructvaliditeit. Daarnaast is de FMI-14 gevoelig voor verandering (Walach et
al., 2006).
De in het Nederlands vertaalde FMI-14 (Garssen, Nyklíček, Van der Lee, Völker, & Schroevers, intern document) werd afgenomen onder 147 reumapatiënten. De interne
consistentie bleek met een Cronbach’s α van .79 goed te zijn (Klaassen, Nyklíček, Traa, & De Nijs, 2012).
De volgende vragenlijsten werden in studie 1 afgenomen in het kader van het onderzoeken
naar de constructvaliditeit:
De mate van mindfulness werd, in studie 1, eveneens gemeten met de CAMS-R. Deze
unidimensionale vragenlijst bestaat uit 12-items die wordt gescoord op een 4-punt Likert
schaal (van 1 = ‘zelden’ tot 4 = ‘erg vaak/altijd waar’). De lijst meet niet-veroordelende
aandacht voor gedachten en gevoelens in het dagelijks leven. Voorbeelditems zijn: “Ik kan
zaken accepteren die ik niet kan veranderen” en “ik word in beslag genomen door zaken in het verleden”. De Cronbach’s α werd in twee studiegroepen vastgesteld en bedroeg
respectievelijk .74 en .77. De CAMS-R correleert hoog met de MAAS (r = .51) en de FMI-30
(r = .66), andere vragenlijsten die mindfulness meten, wat duidt op een goede convergente
validiteit. Daarnaast vertoont de CAMS-R een goede divergente validiteit (Feldman et al.,
2007).
Balanced Index of Psychological Mindedness (BIPM; Nyklíček & Denollet, 2009)
De BIPM bestaat uit 14 items die gescoord worden op een 5-punt Likert schaal (van 0 = ‘niet
waar’ tot 4 = ‘absoluut waar’). De lijst meet de interesse en het vermogen tot het herkennen
van en reflecteren op de eigen psychische stemmingen en processen (7 items) en het gebrek
hieraan (7 items). Voorbeeldvragen zijn: “Ik ben me vaak niet bewust van mijn gevoelens.”
en “Mijn negatieve gevoelens kunnen me veel over mezelf leren.”. De BIPM heeft een goede
interne consistentie (Cronbach’s α = .85 en .76), convergente validiteit (r > .40 voor verwante constructen) en test-hertestbetrouwbaarheid (respectievelijk r = .63 en .71) (Nyklíček & Denollet, 2009).
Perceived Stress Scale (PSS; Cohen et al., 1983)
De PSS is een vragenlijst die de ervaren stress meet in de afgelopen maand. De Nederlandse
versie bestaat uit 14 vragen die gescoord worden op een 5-punt Likert schaal (0 = ‘nooit’ tot 4
afgelopen maand” en “Hoe vaak bent u erin geslaagd om zelf te bepalen waaraan u uw tijd
spendeert in de afgelopen maand”. De PSS heeft een goede interne consistentie (Cronbach’s α van .86, een voldoende test-hertestbetrouwbaarheid en predictieve validiteit (Cohen et al.,
1983).
Seattle Angina Questionnaire (SAQ; Spertus et al., 1995)
De SAQ bestaat uit 11 items verdeeld over 5 domeinen: 1) fysieke beperking, 2) stabiliteit
van de angina, 3) frequentie van de angina, 4) behandeltevredenheid en 5) beeld van de
ziekte. De vragen worden gescoord op een 5 of 6-punt Likert schaal. De interne consistentie van de lijst is goed (Cronbach’s α .66 tot .89). De SAQ is een betrouwbaar en valide
meetinstrument dat gevoelig is voor klinische veranderingen bij patiënten die een
dotterbehandeling hebben ondergaan (Spertus et al., 1995).
Symptoms of Anxiety-Depression index (SAD-4; Denollet, Strik, Lousberg, & Honig, 2006) De SAD-4 is een Nederlandse screeningvragenlijst die symptomen van depressie en angst
meet na een dotterbehandeling. De vragenlijst bestaat uit vier vragen; twee vragen over
depressie (lage stemming of gevoel van hopeloosheid) en twee vragen over angst (zich
gespannen en rusteloos voelen). De vragen worden gescoord op een 5-punt Likert schaal (0 = ‘helemaal niet’ tot 4 = ‘heel erg’). De interne consistentie (Cronbach’s α van .86) en de validiteit van de SAD-4 is goed (Denollet et al., 2006).
Dutch Global Mood Scale (GMS; Denollet, 1993)
De GMS wordt gemeten met de subschalen positieve affect en negatief affect die ieder uit 10
woorden bestaan, die gescoord worden op een 5-punt Likert schaal (0 = ‘helemaal niet’ tot 4
vragenlijst heeft een goede interne consistentie (Cronbach’s α is > .90), een goede gemiddelde test-hertestbetrouwbaarheid (r > .55), is gevoelig voor verandering en lijkt een acceptabele
convergente en divergente validiteit te hebben (Denollet, 1993).
World Health Organization Quality of Life-Bref questionnaire (WHOQOL-Bref; WHOQOL group, 1998)
De WHOQOL-Bref meet de subjectieve kwaliteit van leven in de voorbije twee weken. De
lijst bestaat uit 26 items verdeeld over de volgende vier domeinen: 1) fysieke gezondheid, 2)
psychologische gezondheid, 3) sociale relaties en 4) leefomgeving. De vragen worden
gescoord op een 5-punt Likert schaal (1 = ‘helemaal niet’ tot 5 = ‘een extreme hoeveelheid’).
Voorbeeldvragen zijn: “Hoe zou u uw kwaliteit van leven inschatten?” en “Hoe tevreden bent
u met de steun die u krijgt van uw vrienden?”. De interne consistentie van de vier domeinen is voldoende tot goed (Cronbach’s α lopend van .66 voor sociale relaties tot .82 voor fysiek gezondheid). Daarnaast heeft deze vragenlijst een voldoende test-hertestbetrouwbaarheid voor
alle vier domeinen (tussen de r = .66 en .87) en een goede discriminante validiteit (WHOQOL
group, 1998).
Statistische analyses
De demografische gegevens van studie 1 en 2 werden, met uitzondering van het
kenmerk leeftijd dat met een onafhankelijke t-toets werd onderzocht, met elkaar vergeleken
middels Pearson chi-kwadraattoetsen.
De factorstructuur van de FMI-14 werd onderzocht met een Principale Componenten
Analyses (PCA), waarbij factoren werden geëxtraheerd met een eigenwaarden groter dan 1.
Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy (KMO) en de Bartlett’s test of sphericity werd
vastgesteld of aan de voorwaarden van het uitvoeren van een PCA werd voldaan. Voor deze
analyse werd de data uit studie 1 (n = 107) en studie 2 (n = 158) samengevoegd.
De interne consistentie als maat voor de betrouwbaarheid van de FMI-14 werd
onderzocht door de Cronbach’s α van de schaal te bepalen (Field, 2009). Bij een Cronbach’s α van tenminste .70 werd de interne consistentie van de schaal als voldoende beschouwd (Field, 2009). Voor elke geëxtraheerde factor is de Cronbach’s α bepaald. Voor deze analyse werd de data uit studie 1 (n = 107) en studie 2 (n = 158) samengevoegd.
De constructvaliditeit van de FMI-14 werd bepaald met behulp van een Pearson
correlatietoets. Correlaties werden berekend tussen de FMI-14 en de CAMS-R, BIPM, PSS,
SAQ, SAD-4, GMS en WHOQOL-Bref. De constructvaliditeit van de FMI-14 werd adequaat
geacht indien deze tenminste matig (r > .3) en significant zou correleren met de CAMS-R en
de BIPM en laag (r < .3) en niet-significant zou correleren met de PSS, SAQ, SAD-4, GMS,
WHOQOL-Bref. In navolging van Cohen (1988), worden correlatiecoëfficiënten van r < .1, r
< .3 en r < .5 achtereenvolgens beschouwd als klein, matig en groot. Voor deze analyse werd
de data uit studie 1 (n = 107) gebruikt.
De verandergevoeligheid van de FMI-14 werd voor beide studies als volgt vastgesteld.
Voor studie 1 werden de FMI-14-scores van de interventiegroep (n = 55) bij de voor- en
nameting met een paired samples t-test vergeleken.
In studie 2 werd de FMI-14 op vier meetmomenten afgenomen (week 1, week 3, week 6 en
week 9) en werd verandergevoeligheid van de FMI-14 bepaald met een one-way repeated
measures ANOVA. In deze studie hadden 76 deelnemers de FMI-14 op alle meetmomenten ingevuld; deze data werd gebruikt voor deze analyse.
Ontbrekende scores in de dataset van studie 2 werden geanalyseerd en geïmputeerd
in SPSS versie 21. Deze techniek werd niet toegepast op de ontbrekende data van studie 1,
omdat in deze studie geen delen van vragenlijsten ontbraken, maar hele vragenlijsten.
Alle statistische analyses werden uitgevoerd met SPSS 21.
Resultaten
Explorerende factoranalyse
Een PCA met oblique rotatie werd uitgevoerd over de 14 items van de FMI-14. De
Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy (KMO) bedroeg .883 (“zeer goed” volgens Field, 2009). De Bartlett’s test of sphericity was significant (χ2
(91) = 1006.019, p <
.001) wat een voldoende hoge correlatie tussen de items liet zien voor het uitvoeren van een
PCA. Drie factoren hadden een eigenwaarde van boven de 1 (respectievelijk 4.91, 1.35, en
1.01) en konden gezamenlijk 51.94% van de variantie binnen de FMI-14-items verklaren.
Factor 1 had een verklaarde variantie van 35.05% en de overige twee factoren respectievelijk
9.63% en 7.27%. Aan de hand van het scree plot werd, in overeenstemming met de
aanbeveling van Field (2009), besloten om de twee factoren links van knik-1 (de overgang
van de grafiek in een horizontale lijn) te behouden. De gezamenlijke verklaarde variantie van
deze twee factoren bedroeg 44.67%. Tabel 2 toont de factorladingen van de items op de twee
factoren. De factorladingen op de componenten suggereren dat de eerste factor Aanwezigheid
en de tweede factor Aanvaarding weergeeft.
De factorladingen van de items waren bij een tweefactor oplossing, uitgezonderd vijf
items, hoger dan bij een éénfactor oplossing (zie tabel 2). Daarom werd voor een tweefactor
Tabel 2
Oblique Geroteerde Factorstructuur van de Freiburg Mindfulness Inventory-14 (N = 260)
Item (#) Geroteerde factorladingen Eén-factor model Twee-factor model
Factor 1a Factor 1b Factor 2c Ik voel mijn lichaam, of ik nu aan het eten, koken, schoonmaken of
praten ben (2)
.380 .818 -.249
Ik sta open voor de ervaring van het moment (1) .606 .743 .060 Ik sta in contact met mijn ervaring in het hier-en-nu (7) .714* .645 .258 Ik heb aandacht voor waarom ik iets doe (5) .696* .592 .282 Als ik merk dat ik er met mijn aandacht niet bij ben, keer ik rustig terug
naar de ervaring van het hier-en-nu (3)
.539 .422 .248
Ik ervaar momenten van innerlijke rust, zelfs als de omstandigheden pijnlijk of stressvol zijn (12)
.600 -.082 .725
Ik ben vriendelijk naar mezelf wanneer dingen verkeerd gaan (9) .638 .018 .685 Ik neem mijn gevoelens waar zonder mezelf erin te verliezen (10) .701* .132 .661
Ik accepteer onaangename ervaringen (8) .609 .047 .630
In moeilijk situaties kan ik even stilstaan in plaats van direct te reageren (11)
.568 .031 .598
Ik ben ongeduldig met mezelf en met anderen (13) .417 -.103 .541 Ik kan glimlachen als ik merk hoe ik het mezelf soms moeilijk maak in
het leven (14)
.457 -.043 .536
Ik zie mijn fouten en moeilijkheden zonder mezelf te veroordelen (6) .621* .231 .499
Ik kan mezelf waarderen (4) .619* .245 .480
Noot. *1-factorstructuur hogere factorlading dan 2-factorstructuur; Hoogste factorladingen vetgedrukt. aMindfulness; bAanwezigheid (items 1, 2, 3, 5 en 7); cAanvaarding (items 4, 6, 8, 9, 10, 11, 12, 13 en 14)
Interne consistentie
De interne consistentie coëfficiënten (Cronbach’s α’s) van de Nederlandse versie van de FMI-14 werden berekend om de betrouwbaarheid van de schaal vast te stellen. Zowel de FMI-14 als geheel (Cronbach’s α = .85) als de gevonden factoren Aanwezigheid (Cronbach’s α = .75) en Aanvaarding (Cronbach’s α = .80) hadden een adequate interne consistentie, wat een ondersteuning vormt voor de betrouwbaarheid van de schaal en subschalen.
Constructvaliditeit
Voor de bepaling van de constructvaliditeit van de FMI-14 werd de correlatie
berekend met de CAMS-R, BIPM, PSS, SAQ, SAD-4, GMS en de WHOQOL-Bref. De data
bleek niet normaal verdeeld, maar vanwege de relatief grote steekproef (n = 107) is besloten
niettemin Pearson correlaties te berekenen. In tabel 3 worden de gevonden correlaties
weergegeven.
Convergente validiteit
De FMI-14-subschalen correleerden tenminste matig (r > .30) en significant met de
CAMS-R en de BIPM (zie tabel 3). Een uitzondering werd gevormd door de subschaal
Inzicht van de BIPM die laag en significant correleerde met de subschaal Aanvaarding van de
FMI-14 (r = .240, p < .05). De gevonden correlaties kwamen in grote lijnen overeen met de
geformuleerde verwachting.
Divergente validiteit
De FMI-14-subschalen correleerden laag (r < .3) en niet-significant met de SAQ en
GMS-Negatief affect, wat een ondersteuning vormt voor de divergente validiteit van de lijst.
Niet voorspeld werd de lage (r < .3) en significante correlatie van de FMI-14 met de
GMS-Positief affect en met de WHOQOL-Bref. Evenmin werd de matig (r > .30) en significante
correlatie met de PSS en de SAD-4 verwacht. De gevonden correlaties kwamen slechts ten
Tabel 3
Pearson Correlaties tussen de Subschalen van de FMI-14 en de CAMSR-R, BIPM, PSS, SAQ, SAD-4, GMS, en WHOQOL-Bref voor Studie 1 (n = 107)
FMI-14
Schalen en subschalen Aanwezigheid Aanvaarding
CAMS-R .344** .436** BIPM • Interesse • Inzicht .351** .305** .337** .240* PSS -.315** -.495** SAQ • Fysieke beperking • Stabiliteit van de angina • Frequentie van de angina • Behandeltevredenheid • Beeld van de ziekte
-.084 -.047 -.024 .119 -.145 .035 .028 .133 .212 .127 SAD-4 -.196** -.316** GMS • Positief affect • Negatief affect .228* .029 .294** -.154 WHOQOL-Bref • Fysieke gezondheid • Sociale relaties • Leefomgeving -.012 .242 .277** 256** .294** .323**
Noot. CAMS = Cognitive and Affective Mindfulness Scale Revised (Feldman et al., 2007; Hayes & Feldman, 2004); BIPM = Balanced Index of Psychological Mindedness (Nyklíček & Denollet, 2009); PSS = Perceived Stress Scale (Cohen et al., 1983); SAQ = Seattle Angina Questionnaire (Spertus et al., 1995); SAD-4 = Symptoms of Anxiety-Depression index (Denollet et al., 2006); GMS = Dutch Global Mood Scale (Denollet, 1993); WHOQOL-Bref = World Health Organization Quality of Life-Bref questionnaire (WHOQOL, 1998).
** p < .01 (two-tailed) ; * p < .05 (two-tailed).
Verandergevoeligheid
In studie 1 werd de verandergevoeligheid van de FMI-14 onderzocht door een paired
samples t-test uit te voeren op de FMI-14-scores van voor- en nameting in de interventiegroep (n = 55). De FMI-14-data van de nameting bleek niet normaal verdeeld (D (55) = .13, p =
besloten niettemin een paired samples t-test toe te passen. Gemiddeld bleken deelnemers bij
aanvang van de interventie lager te scoren (M = 35.55, SD = 5.77) dan na afloop van de
interventie (M = 38.58, SD = 5.89). Dit verschil was statistisch significant, t(55) = -4.104, p <
.001.
Voor studie 2 (n = 76) werd de verandering in FMI-14-scores van week 1, week 3,
week 6 en week 9 met elkaar vergeleken met een one-way repeated measures ANOVA.
Mauchly’s test gaf aan dat niet werd voldaan aan de assumptie van sphericity (χ2(5) = 16,660, p = .005), daarom zijn de vrijheidsgraden Greenhouse-Geisser (ε = .878) gecorrigeerd. De resultaten laten zien dat de mate van mindfulness significant veranderde over de tijd, F(2.6,
197.52) = 65.84, p < .001. Contrasten lieten zien dat de mate van mindfulness gemeten met de
FMI-14 stijgt naar mate de interventie vordert (zie tabel 4).
Tabel 4
Resultaten van de One-Way Repeated Measures ANOVA over de Freiburg Mindfulness Inventory-14-scores in de Groep Kankerpatiënten (n = 76) naar Behandelweek
M (SD) F(df) p-waarde Week 1 33.42 (5.75) F(1, 75) = 18.20 p < .001 Week 3 35.55 (5.90) F(1, 75) = 39.05 p <.001 Week 6 38.57 (5.59) F(1, 75) = 17.30 p <.001 Week 9 40.68 (5.10)
Conclusie en discussie
Deze studie beoogde de psychometrische eigenschappen van de Nederlandse vertaling
van de Freiburg Mindfulness Inventory - verkorte versie (FMI-14; Walach et al, 2006) te
(ex-)kankerpatiënten en bleek zoals voorspeld te bestaan uit twee factoren, namelijk
Aanwezigheid en Aanvaarding. Dit is in lijn met eerdere onderzoeken, waarin eveneens twee
factoren werden gevonden (Kohls et al., 2009; Trousselard et al., 2010; Chen & Zhou, 2013;
Sauer et al., 2013). De gehele FMI-14 vragenlijst en beide factoren hadden, zoals voorspeld, een hoge interne consistentie. Deze uitkomst geeft ondersteuning aan de validiteit van de
gevonden subschalen. De convergente validiteit van de FMI-14, die werd onderzocht in een
groep hartpatiënten, was als verwacht goed. De divergentie validiteit, eveneens onderzocht in
een groep hartpatiënten, gaf in tegenstelling tot de verwachting een gemengd beeld: de
divergente validiteit van de FMI-14 werd gedeeltelijk ondersteund. De in beide studies
onderzochte verandergevoeligheid van de FMI-14 was in overeenstemming met de
verwachting goed. Veranderingen in mindfulness bleken adequaat te meten met de FMI-14.
Deze studie geeft, uitgezonderd de divergente validiteit, in grote lijnen ondersteuning aan de
validiteit van de Nederlandse versie van de FMI-14. Hieronder worden een aantal sterke en
zwakke punten uit het onderzoek besproken.
In deze studie werd voor een deel van de analyses data uit twee studies samengevoegd.
Men zou kunnen argumenteren dat dit ongewenst was, omdat de groepen significant van
elkaar verschilden in leeftijd, man-vrouwverdeling, comorbiditeit en opleiding. Gemeend
werd dat dit echter niet problematisch was, omdat de kenmerken van de groepen
complementair bleken te zijn. Een uitzondering werd gevormd door het kenmerk opleiding,
waar de groepen niet complementair waren. In beide groepen kwamen namelijk weinig
laagopgeleide deelnemers voor. Een voordeel van het samenvoegen van de data was dat de
omvang van de verkregen steekproef (N = 260) groot genoeg werd voor het uitvoeren van een
betrouwbare factoranalyse. Voor een betrouwbare factoranalyse werd de vuistregel, zoals
beschreven in Field (2009), gehanteerd van tenminste 10 tot 15 deelnemers per item in de
vervolgonderzoek een steekproef genomen moeten worden die representatiever is voor de
Nederlandse (klinische) populatie.
Op basis van een principale componenten analyse werden twee factoren
geïdentificeerd binnen de FMI-14. Dit kwam overeen met de bevindingen uit eerdere
onderzoeken (Kohls et al., 2009; Trousselard et al., 2010; Chen & Zhou, 2013). De items
binnen de twee factoren kwamen eveneens overeen met de genoemde eerdere onderzoeken,
met uitzondering van item 10 (“Ik neem mijn gevoelens waar zonder mezelf erin te
verliezen”). Opvallend was dat in het huidige onderzoek item 10 deel uitmaakte van de factor
Aanvaarding en niet van factor Aanwezigheid, zoals dat wel het geval was in eerdere
onderzoeken (Kohls et al., 2009; Trousselard et al., 2010; Chen & Zhou, 2013). Een
verklaring kan gezocht worden in de specifieke samenstelling van de onderzoeksgroep. In
voorgaande onderzoeken werd gewerkt met studenten (Kohls et al., 2009; Chen & Zhou,
2013) en werkenden zonder specifieke psychologische klachten (Trousselard el al., 2010),
terwijl in het huidige onderzoek uitsluitend gebruik gemaakt werd van deelnemers met
(psychische) klachten als gevolg van een levensbedreigende ziekte. Het is denkbaar dat in een
groep studenten of werkenden item 10 anders wordt geïnterpreteerd en/of gewaardeerd, omdat
in deze groepen minder ernstige issues te aanvaarden of te accepteren zijn. De itemverdeling
over de factoren zou in vervolgonderzoek nader onderzocht dienen te worden in een
deelnemersgroep met meer uiteenlopende psychische en somatische klachten.
De FMI-14 vertoonde, zoals voorspeld, matige samenhang met de CAMS-R en de
BIMP. Dit geeft ondersteuning aan de convergente validiteit van de FMI-14. Een
uitzondering hierop werd gevormd door de significante - maar geringe - samenhang tussen de
FMI-14-subschaal Aanvaarding en de BIPM subschaal Inzicht. Een mogelijke verklaring
vormt het accentverschil van de vragen binnen beide subschalen. Daar waar de subschaal
subschaal Aanvaarding meer naar de mate van aanvaarding van wat ervaren worden in het
‘hier-en-nu’ (“ik accepteer onaangename ervaringen”). Kortom: verschillende grootheden
(gevoelens versus aanvaarding) worden onderzocht. In vervolgonderzoek zouden de
convergente validiteit adequater onderzocht kunnen worden door het afnemen van een groter
aantal gevalideerde mindfulnessvragenlijsten.
In deze studie liet de divergente validiteit van de FMI-14 een gemengd beeld zien,
doordat een aantal vragenlijsten een sterkere en significante samenhang met de FMI-14
vertoonden dan verwacht. Opvallend was de significant negatieve samenhang met de
Perceived Stress Scale (PSS) en de Symptoms of Anxiety-Depression index (SAD-4). Dit zou
kunnen betekenen dat het onderscheidende vermogen van de FMI-14 onvoldoende is. Een
mogelijke verklaring is dat deelnemers die meer mindful zijn, minder emotioneel reageren op
gevoelens van stress, angst en depressie (Keng et al., 2011; Brown & Ryan, 2003; Baer,
2003) en daarom lager op een stresslijst of angst- of depressielijst scoren. Ook is het mogelijk
dat deelnemers die meer aanwezig en aanvaardend zijn, gevoelens van stress, angst en
depressie als minder ernstig beoordelen en deze daarom lager rapporteren. Een geheel andere
verklaring is de volgende: uit de literatuur komt naar voren dat mindfulness interventies
stress, angst en depressie kunnen verminderen (Segal, Wiliams, & Teasdale, 2002; Ma &
Teasdale, 2004; Hofmann et al., 2010; Carmody & Baer, 2008). Geredeneerd kan worden dat
als het vergroten van mindfulness, stress, angst en depressie kan verminderen er sprake moet
zijn van een zekere relatie tussen deze concepten. In dit licht bezien behoeven de gevonden
correlaties niet verontrustend te zijn. In vervolgonderzoek is het daarom interessant om de
divergente validiteit te onderzoeken in een onderzoeksgroep die de Nederlandse klinische
populatie beter representeert en gebruik te maken van andere vragenlijsten.
Bij het interpreteren van de onderzoeksresultaten kunnen een aantal beperkingen
te weten hart- en (ex-)kankerpatiënten waardoor de generaliseerbaarheid van de resultaten
problematisch kan zijn. Ook al werden vergelijkbare resultaten gevonden in onderzoeken met
studenten (Chen & Zhou, 2013), patiënten (Walach et al., 2006) en werkenden (Trousselard et
al. 2010), is het toch aan te bevelen de resultaten uit dit onderzoek te repliceren in andere
Nederlandse (klinische) populaties zoals angst- en depressiepatiënten. Een tweede beperking
is het ontbreken van een duidelijke controlegroep. Studie 1 had wel een controlegroep, maar
deze deelnemers konden zelfstandig dezelfde training uitvoeren als in de interventiegroep,
waardoor geen test-hertestbetrouwbaarheid berekend kon worden. In vervolgonderzoek zou
de test-hertestbetrouwbaarheid van de FMI-14 onderzocht moeten worden door de lijst op
achtereenvolgende momenten af te nemen, terwijl er geen interventie wordt gegeven.
Positief aan deze studie is dat de psychometrische eigenschappen van de FMI-14 zijn
onderzocht bij zowel face-to-face- als online-interventie in twee verschillende
patiëntengroepen. Daarnaast werd de FMI-14 zowel handmatig als online afgenomen. In al
deze situatie laten de resultaten eenzelfde beeld zien. Uiteraard is het aan te bevelen om de
bevindingen uit deze studie te repliceren in patiëntenpopulaties met bredere psychische en
somatische problematiek. Met name de divergente validiteit van de FMI-14 behoeft meer
onderzoek. Al met al doen de bevindingen uit dit onderzoek vermoeden dat de Nederlandse
versie van de FMI-14 een betrouwbare en valide instrument is voor het meten van
Literatuur
Baer, R. A. (2003). Mindfulness training as a clinical intervention: A conceptual and
empirical review. Clinical psychology: Science and Practice, 10(2), 125-143.
Baer, R.A., Smith, G.T., & Allen, K.B. (2004). Assessment of mindfulness by self-report: the
Kentucky Inventory of Mindfulness Skills, Assessment, 11, 191-206
Baer, R. A., Smith, G. T., Hopkins, J., Krietemeyer, J., & Toney, L. (2006). Using self-report
assessment methods to explore facets of mindfulness. Assessment, 13(1), 27-45.
Bergomi, C., Tschacher, W., & Kupper, Z. (2013). Measuring mindfulness: first steps towards
the development of a comprehensive mindfulness scale. Mindfulness, 4(1), 18-32.
Brookhuis, M., 2011. Meer mindfulness. Terug naar de Boeddhistische bron. Utrecht,
Uitgeverij AnkhHermes.
Brown, K. W., & Ryan, R. M. (2003). The benefits of being present: mindfulness and its role
in psychological well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 84(4),
822.
Brown, K. W., & Ryan, R. M. (2004). Perils and promise in defining and measuring
mindfulness: Observations from experience. Clinical Psychology: Science and
Practice, 11(3), 242-248.
Britton, W. B., Shahar, B., Szepsenwol, O., & Jacobs, W. J. (2012). Mindfulness-based cognitive therapy improves emotional reactivity to social stress: results from a randomized controlled trial. Behavior Therapy, 43(2), 365-380.
web-wased Mindfulness-Based Cognitive Therapy for cancer suvivors suffering from chronic cancer related fatigue – A pilot study. Helen Dowling Instituut, Bilthoven. Bruin, E. I., de, Topper, M., Muskens, J. G., Bögels, S. M., & Kamphuis, J. H. (2012).
Psychometric properties of the Five Facets Mindfulness Questionnaire (FFMQ) in a
meditating and a non-meditating sample. Assessment, 19(2), 187-197.
Buchheld, N., Grossman, P., & Walach, H. (2001). Measuring mindfulness in insight
meditation (vipassana) and meditation-based psychotherapy: the development of the
Freiburg Mindfulness Inventory (FMI). Journal for Meditation and Meditation
Research, 1, 11–34.
Cardaciotto, L., Herbert, J. D., Forman, E. M., Moitra, E., & Farrow, V. (2008). The
assessment of present-moment awareness and acceptance the Philadelphia
mindfulness scale. Assessment, 15(2), 204-223.
Carmody, J., & Baer, R. A. (2008). Relationships between mindfulness practice and levels of mindfulness, medical and psychological symptoms and well-being in a mindfulness-based stress reduction program. Journal of Behavioral Medicine, 31(1), 23-33. Chadwick, P., Hember, M., Symes, J., Peters, E., Kuipers, E., & Dagnan, D. (2008).
Responding mindfully to unpleasant thoughts and images: reliability and validity of
the Southampton mindfulness questionnaire (SMQ). British Journal of Clinical
Psychology, 47(4), 451-455.
Chen, S. Y., & Zhou, R. L. (2013). Validation of a Chinese Version of the Freiburg
Mindfulness Inventory–Short Version. Mindfulness, 1-7.
Cohen, S., Kamarck, T., & Mermelstein, R. (1983). A global measure of perceived stress.
Journal of health and social behavior, 385-396.
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed). Hillsdale, NJ: Erlbaum.
Denollet, J. (1993). Emotional distress and fatigue in coronary heart disease: the Global Mood
Scale (GMS). Psychological Medicine-London, 23, 111-111.
Denollet, J., Strik, J. J., Lousberg, R., & Honig, A. (2006). Recognizing increased risk of
depressive comorbidity after myocardial infarction: looking for 4 symptoms of
anxiety-depression. Psychotherapy and Psychosomatics, 75(6), 346-352.
De Vries, J., & Van Heck, G. L. (1997). The World Health Organization Quality of Life Assessment Instrument (WHOQOL-100): Validation study with the Dutch version.
European Journal of Psychological Assessment, 13(3), 164.
Feldman, G., Hayes, A., Kumar, S., Greeson, J., & Laurenceau, J. P. (2007). Mindfulness and
emotion regulation: The development and initial validation of the Cognitive and
Affective Mindfulness Scale-Revised (CAMS-R). Journal of Psychopathology and
Behavioral Assessment, 29(3), 177-190.
Field, A. (2009). Discovering statistics using SPSS. Sage publications.
Hayes, S. C. (2004). Acceptance and commitment therapy, relational frame theory, and the third wave of behavioral and cognitive therapies. Behavior Therapy, 35(4), 639-665. Hayes, A. M., & Feldman, G. (2004). Clarifying the construct of mindfulness in the context
of emotion regulation and the process of change in therapy. Clinical Psychology:
Science and Practice, 11(3), 255-262.
Hofmann, S. G., Sawyer, A. T., Witt, A. A., & Oh, D. (2010). The effect of mindfulness-
based therapy on anxiety and depression: A meta-analytic review. Journal of
Consulting and Clinical Psychology, 78(2), 169.
Kabat-Zinn, J., Lipworth, L., & Burney, R. (1985). The clinical use of mindfulness meditation
for the self-regulation of chronic pain. Journal of Behavioral Medicine, 8(2), 163-190.
Kabat-Zinn, J. (1990). Full catastrophe living: How to cope with stress, pain and illness using
Kabat-Zinn, J., Wheeler, E., Light, T., Skillings, A., Scharf, M. J., Cropley, T. G., ... &
Bernhard, J. D. (1998). Influence of a mindfulness meditation-based stress reduction
intervention on rates of skin clearing in patients with moderate to severe psoriasis
undergoing phototherapy (UVB) and photochemotherapy (PUVA). Psychosomatic
Medicine, 60(5), 625-632.
Kabat-Zinn, J. (1994). Wherever you go there you are: Mindfulness meditation in
everyday life. New York, NY: Hyperion.
Keng, S.L., Smoski, M.J., & Robins, C.J. (2011). Effects of mindfulness on psychological
health: A review of empirical studies. Clinical Psychology Rewiew, 31, 1041-1056. Klaassen, K., Nyklíček, I., Traa, S., & de Nijs, R. (2012). Distressed personality is associated
with lower psychological well-being and life satisfaction, but not disability or disease activity in rheumatoid arthritis patients. Clinical Rheumatology, 31(4), 661-667. Kohls, N., Sauer, S., & Walach, H. (2009). Facets of mindfulness–Results of an online study
investigating the Freiburg mindfulness inventory. Personality and Individual
Differences, 46(2), 224-230.
Lau, M. A., Bishop, S. R., Segal, Z. V., Buis, T., Anderson, N. D., Carlson, L., ... & Devins,
G. (2006). The Toronto mindfulness scale: Development and validation. Journal of
Clinical Psychology, 62(12), 1445-1467.
Linehan, M. M. (1993). Cognitive-Behavioral Therapy of Borderline Personality Disorder.
New York: Guilford.
Ma, S. H., & Teasdale, J. D. (2004). Mindfulness-based cognitive therapy for depression:
replication and exploration of differential relapse prevention effects. Journal of
Consulting and Clinical Psychology, 72(1), 31.
Nyklíček, I., & Denollet, J. (2009). Development and evaluation of the Balanced Index of Psychological Mindedness (BIPM). Psychological Assessment, 21(1), 32.
Nyklíček, I., Dijksman, S. C., Lenders, P. J., Fonteijn, W. A., & Koolen, J. J. (2012). A brief mindfulness based intervention for increase in emotional well-being and quality of life
in percutaneous coronary intervention (PCI) patients: the MindfulHeart randomized
controlled trial. Journal of Behavioral Medicine, 37(1), 135-144.
Garssen, B. Nyklíček, I., Van der Lee, M., Völker, C, & Schroevers, M. (2007). Freiburg Mindfulness Inventory- verkorte versie. Intern document, Helen Dowling Instituut,
Bilthoven.
Rubin, D. B. (1996). Multiple lmputation After 18+ Years. Journal of the American
Statistical Association, 91(434), 473.
Sauer, S., Ziegler, M., Danay, E., Ives, J., & Kohls, N. (2013). Specific objectivity of mindfulness—a Rasch analysis of the Freiburg Mindfulness Inventory. Mindfulness,
4(1), 45-54.
Segal, Z. V., Williams, J. M. G., & Teasdale, J. D. (2002). Mindfulness-Based Cognitive
Therapy for depression: A new approach to preventing relapse. Guilford. New York.
Segal, Z.V., Williams J.M.G., & Teasdale, J.D. (2010). Aandachtgerichte Cognitieve
Therapie voor depressie. Een op mindfulness gebaseerde methode om terugval te voorkomen. Uitgeverij Nieuwezijds, Amsterdam.
Spertus, J. A., Winder, J. A., Dewhurst, T. A., Deyo, R. A., Prodzinski, J., McDonnell, M., &
Fihn, S. D. (1995). Development and evaluation of the Seattle Angina Questionnaire:
a new functional status measure for coronary artery disease. Journal of the American
College of Cardiology, 25(2), 333-341.
Spinhoven, P. H., Ormel, J., Sloekers, P. P. A., Kempen, G. I. J. M., Speckens, A. E. M., &
Hemert, A. V. (1997). A validation study of the Hospital Anxiety and Depression
Scale (HADS) in different groups of Dutch subjects. Psychological Medicine, 27(2),
Sprangers, M. A., & Schwartz, C. E. (1999). Integrating response shift into health-related quality of life research: a theoretical model. Social Science & Medicine, 48(11), 1507-1515.
Ströhle, G. (2006). Empirische Erfassung der Achtsamkeit: ein Vergleich der
deutschsprachigen Achtsamkeitsskalen. Unpublished Thesis,
Friedrich-Schiller-University Jena.
Trousselard, M., Steiler, D., Raphel, C., Cian, C., Duymedjian, R., Claverie, D., & Canini, F.
(2010). Validation of a French version of the Freiburg Mindfulness Inventory-short
version: relationships between mindfulness and stress in an adult population.
BioPsychoSocial medicine, 4(8), 1-11.
Van der Lee, M. L., & Garssen, B. (2012). Mindfulness‐ based cognitive therapy reduces chronic cancer‐ related fatigue: a treatment study. Psycho‐ Oncology, 21(3), 264-272. Vercoulen, J. H., Swanink, C., Fennis, J. F., Galama, J., van der Meer, J. W., & Bleijenberg,
G. (1994). Dimensional assessment of chronic fatigue syndrome. Journal of
Psychosomatic Research, 38(5), 383-392.
Walach, H., Buchheld, N., Buttenmüller, V., Kleinknecht, N., & Schmidt, S. (2006).
Measuring mindfulness—the Freiburg mindfulness inventory (FMI). Personality and
Individual Differences, 40(8), 1543-1555.
WHOQOL Group. (1998). Development of the World Health Organization WHOQOL-BREF
quality of life assessment. Psychological Medicine, 28(03), 551-558.
Zigmond, A.S., & Snaith, R.P. (1983). The hospital anxiety and depression scale. Acta
