Meer dan moodswings
Het (sociaal) cognitief functioneren bij bipolaire stoornissen.
Masterthese Klinische Neuropsychologie J.S. Metzer, BSc
Studentnummer: 0522333 1e Beoordelaar: Dr. T. Schilt 2e Beoordelaar: Dr. D. Molenaar
Extern begeleider: S. Zyto, GZ-psycholoog i.o.s. (Klinisch Neuropsycholoog) Datum: 4 juli 2014
Abstract
Een bipolaire stoornis gaat naast stemmingsstoornissen gepaard met cognitieve stoornissen op het gebied van sociale en neurocognitie, welke ook gedurende de stabiele fase van de ziekte aanwezig zijn. Tijdens deze fase worden nog steeds problemen ervaren in het psychosociaal functioneren. In deze pilotstudie werd onderzocht of de psychosociale problematiek
samenhangt met cognitieve stoornissen. Tevens is gekeken naar de relatie tussen neuro- en sociale cognitie. Er zijn 17 proefpersonen met een bipolaire stoornis getest op meerdere sociale en neurocognitieve maten. Daarnaast werd middels de Functioning Assessment Short Test (FAST) de mate van psychosociale problematiek bepaald en werd de 16-item Quick Inventory of Depressive Symptomatology (QIDS) afgenomen als maat voor depressie. Een exploratieve PCA liet zien dat de sociaal cognitieve taken op een eigen component laadden. Middels regressieanalyse kon geen goed passend model worden gevonden om het
psychosociaal functioneren te verklaren. Er zijn aanwijzingen gevonden voor een zekere mate van onafhankelijkheid tussen de neuro- en sociale cognitie. De samenhang tussen het
Inhoudsopgave Inleiding pag. 3 Methode pag. 6 Resultaten pag. 15 Discussie pag. 20 Literatuur pag. 24
Bipolaire stoornissen hebben een grote beperkende invloed op de kwaliteit van leven, zelfs gedurende periodes van remissie (Lahera et al., 2012). Volgens de DSM-IV wordt de bipolaire I stoornis gekarakteriseerd door het voorkomen van ten minste één manische of gemengde episode, waarnaast ook depressieve of hypomane episoden kunnen plaatsvinden. Een manische episode wordt gekenmerkt door een afgebakende periode van abnormale en voortdurende verhoogde, expansieve of geïrriteerde stemming welke tenminste één week duurt (tenzij er sprake is van hospitalisatie). Hierbij is er tevens sprake van tenminste drie (of vier in het geval van uitsluitend een geïrriteerde stemming) van de volgende symptomen: 1) overmatig zelfvertrouwen of gevoel van grootsheid, 2) verminderde slaapbehoefte, 3) toegenomen spraakzaamheid of spraakdrang, 4) ideeënvlucht of subjectieve ervaring van racende gedachten, 5) verhoogde afleidbaarheid, 6) toename in doelgericht gedrag of
psychomotore agitatie, 7) overmatige deelname aan plezierige activiteiten met een groot risico voor negatieve consequenties. Daarnaast is de verstoring van de stemming van zodanige ernst dat het tot beperkingen leidt in het dagelijks functioneren, hospitalisatie noodzakelijk is, of er sprake is van psychotische kenmerken. Bij een bipolaire II stoornis is er sprake van
depressieve episoden en tenminste één hypomane episode. Voor de hypomane episode gelden dezelfde criteria als voor de manie, alleen is de minimale duur van de episode verkort tot tenminste vier dagen en is er per definitie nooit sprake van psychotische kenmerken (American Psychiatric Association, 2000).
Met name gedurende een depressieve episode is er sprake van uitgebreide stoornissen binnen alle aspecten van het psychosociaal functioneren. Er treden problemen op het werk en/of in de thuissituatie op (Simon, Ludan, Uzüdner, Operskalski & Bauer, 2008), er is sprake van een afname in de kwaliteit van interpersoonlijke relaties met partners, familieleden
(Weinstock, Keitner, Ryan, Solomon & Miller, 2006) en vrienden (Altshuler et al., 2006) en sociale activiteiten en recreatie (Marangell et al., 2009). Het psychosociaal functioneren lijkt
geassocieerd te zijn met depressieve symptomatologie en verbetert wanneer de depressieve symptomen afnemen. Echter blijkt dat er na behandeling van de stemmingssymptomatologie nog steeds sprake is van beperkingen in het psychosociaal functioneren bij patiënten met een bipolaire stoornis (Godard, Baruch, Grondin & Lafleur, 2012). In veel gevallen is er dan wel nog sprake van subsyndromale of residuele stemmingssymptomatologie, hetgeen een
negatieve impact heeft op het psychosociaal functioneren (Marangell et al.; Bonnín et al., 2010). Daarnaast is er bij bipolaire stoornissen sprake van cognitieve stoornissen, welke ook negatief geassocieerd worden met het psychosociaal functioneren (Wingo, Harvey &
Baldessarini, 2009). Deze stoornissen zijn in tegenstelling tot de depressieve en manische symptomatologie ook aanwezig tijdens stabiele fases van de ziekte, mogelijk ten gevolge van progressieve neuropathologische processen (Berk et al., 2011). Het blijft echter de vraag in hoeverre de aanhoudende problemen in het psychosociaal functioneren volledig worden verklaard door eventuele residuele depressieve symptomatologie, of dat cognitieve stoornissen hier ook een relevante rol bij spelen.
Uit eerder onderzoek is gebleken dat er bij bipolaire stoornissen tijdens de stabiele fase sprake is van diverse cognitieve stoornissen op het gebied van verwerkingssnelheid, aandacht, auditief werkgeheugen, verbaal geheugen en executief functioneren (Mann-Wrobel, Carreno & Dickinson, 2011). Tevens blijkt er sprake te zijn van stoornissen in de sociale cognitie. Sociale cognitie zorgt ervoor dat aangepaste sociale interactie mogelijk is. Het is een multidimensionaal proces en bestaat onder andere uit emotieperceptie, mentaliseren en empathie. Met name het vermogen tot mentaliseren is verstoord bij bipolaire stoornissen (Sanamé, Martino & Strejilevich, 2012), maar er worden ook stoornissen gevonden in de emotieperceptie (Lahera et al., 2012; Van Rhenen & Rossell, 2013). In het onderzoek van Donohoe et al. (2012) werd niet alleen bevestigd dat bij bipolaire stoornissen het vermogen
tot mentaliseren is verstoord, maar ook dat het beperkingsniveau vergelijkbaar is met schizofrenie.
In neuropsychologische studies worden bipolaire stoornissen en schizofrenie regelmatig met elkaar vergeleken, waarbij over het algemeen naar voren komt dat bij de bipolaire
stoornis gelijksoortige beperkingen in het cognitief functioneren optreden als bij schizofrenie, echter in minder ernstige mate en minder uitgebreid (Yatham et al., 2010; Donohoe et al., 2012). Onderzoek bij schizofrenie doet vermoeden dat neurocognitie en sociale cognitie twee onafhankelijke constructen zijn (Sergi et al., 2007; Hoe, Nakagami, Green & Brekke, 2012). Daarnaast is voor zowel neurocognitie als sociale cognitie samenhang aangetoond met het psychosociaal functioneren, waarbij een lager niveau van cognitief functioneren gepaard gaat met een lager niveau van psychosociaal functioneren. De mate van beperkingen in de sociale cognitie zou het niveau van psychosociaal functioneren zelfs het beste verklaren (Fett et al., 2010). Voor bipolaire stoornissen zijn er ook aanwijzingen dat neurocognitieve maten het niveau van psychosociaal functioneren kunnen voorspellen (Bonnín et al., 2010). Tevens lijkt sociale cognitie mogelijk een rol te spelen in het psychosociaal functioneren (Lahera et al., 2012). Deze bevindingen worden echter niet altijd bevestigd (Lee, Altshuler, Glahn, Miklowitz, Ochsner & Green, 2013).
Uit hierboven genoemd onderzoek is gebleken dat er bij bipolaire stoornissen naast stemmingsproblematiek ook sprake is van cognitieve stoornissen, zowel op het gebied van de neurocognitie alsook op het gebied van de sociale cognitie. Tevens is er mogelijk sprake van een negatief verband tussen het (sociaal) cognitief en psychosociaal functioneren.
In deze pilotstudie zal worden gekeken naar de relatie tussen neurocognitie en sociale cognitie bij patiënten met een bipolaire stoornis. Daarnaast zal worden gezocht naar
aanwijzingen dat de beperkingen in het psychosociaal functioneren mogelijk samenhangen met stoornissen in de cognitie en niet volledig verklaard kunnen worden door eventuele
residuele depressieve verschijnselen. Op basis van de hierboven beschreven studies wordt verwacht dat neurocognitie en sociale cognitie twee onafhankelijke constructen zijn en dat de mate van het (met name sociaal) cognitief functioneren een effect heeft op het dagelijks functioneren dat niet kan worden verklaard door eventuele residuele
stemmingssymptomatologie alleen. Hierbij is tevens de verwachting dat een lagere mate van cognitief functioneren samenhangt met hogere mate psychosociale problematiek.
Methode
Huidig onderzoek maakt deel uit van een grotere studie naar het effect van een nieuw behandelprotocol, geïnspireerd op cognitieve revalidatie, bij de behandeling van bipolaire stoornissen.
Proefpersonen
De proefpersonen, volwassenen (18-65 jaar) met een bipolaire I of bipolaire II stoornis, werden aangemeld door een behandelaar (psychiater, klinisch psycholoog of sociaal psychiatrisch verpleegkundige) van de poli bipolaire stoornissen binnen de instelling GGZ Noord-Holland Noord. Indien er sprake was van neurologische ziektebeelden of traumatisch hersenletsel waarbij met bewustzijnsverlies heeft plaatsgevonden, werd de persoon
geëxcludeerd. Tevens werden proefpersonen met een geschat IQ van minder dan 85 punten uitgesloten van verdere deelname.
Van de 22 aanmeldingen hebben 3 personen zich voortijdig teruggetrokken, omdat zij meenden geen baad te hebben bij het onderzoek en de bijbehorende behandeling. Twee anderen zijn niet in de studie opgenomen in verband met neurologische ziektebeelden in de medische voorgeschiedenis. Uiteindelijk hebben 17 volwassenen (6 mannen en 11 vrouwen) met een bipolaire stoornis aan deze pilotstudie deelgenomen. De gemiddelde leeftijd van de
proefpersonen was 47,24 jaar (SD = 9,51). Van de 17 proefpersonen waren er 15
gediagnostiseerd met een bipolaire I stoornis en hadden 2 van de proefpersonen de diagnose bipolaire II stoornis. Door de behandelaar is voorafgaand aan de aanmelding vastgesteld dat zij zich in een stabiele fase van de ziekte bevonden. Desondanks is er op basis van de 16-item Quick Inventory of Depressive Symptomatology (QIDS) gemiddeld genomen sprake van milde depressieve symptomatologie (M = 9,27, SD = 5,35). Geen van de proefpersonen had een geschat premorbide IQ lager dan 85 (M = 104,76, SD = 10,51), gemeten aan de hand van de Nederlandse Leestest voor Volwassenen (NLV). De proefpersonen namen deel aan deze studie in het kader van onderzoek naar een nieuwe vorm van behandeling. Deze behandeling werd de proefpersonen kosteloos aangeboden ter compensatie voor deelname.
Materialen
Psychosociaal functioneren en premorbide intelligentie
De Nederlandse vertaling van de Functioning Assessment Short Test (FAST-NL-P; Renes & Kupka, 2010) is een interview bestaande uit 24 items die samen zes specifieke aspecten van het dagelijks functioneren in kaart brengen: autonomie, beroepsmatig functioneren, cognitief functioneren, financiële zaken, interpersoonlijke relaties en vrije tijd. De items worden in de vorm van een interview afgenomen en door de clinicus gescoord op een 4-puntsschaal waarbij 0 = geen problemen, 1 = milde problemen, 2 = matige problemen en 3 = ernstige problemen. De scores worden bij elkaar opgeteld om tot een totaalscore te komen. Hoe hoger de score, hoe meer problemen in het dagelijks leven. De interne consistentie van de FAST is hoog (α = ,91). Tevens is er sprake van een zeer hoge negatieve correlatie met GAF-score (r = -,90), hetgeen sterke onderbouwing biedt voor de concurrent validiteit. De test-hertest
De Nederlandse Leestest voor Volwassenen (NLV; Schmand, Lindeboom & Harskamp, 1992) bestaat uit een lijst met 50 onregelmatig gespelde woorden, welke hardop moeten worden voorgelezen. Met deze test kan het premorbide intelligentieniveau worden geschat. De NLV correleert redelijk hoog met het totaal IQ van zowel de WAIS (r = ,74) als de GIT (r = ,64). De interbeoordelaarsbetrouwbaarheid en de interne consistentie zijn beide zeer hoog (respectievelijk α = ,96 en α ≥ ,91) (Bouma, Mulder, Lindeboom & Schmand, 2012).
Stemming
De aanwezigheid van depressieve symptomatologie werd gemeten met de Nederlandse vertaling van de 16-item Quick Inventory of Depressive Symptomatology (QIDS-SR16; Rush
et al, 2003). Deze zelfbeoordelingsvragenlijst is afgeleid van de 30 item tellende Inventory of Depressive Symptoms (IDS) en bevat alleen de 16 items die overeenkomen met de DSM-IV criteria voor depressie. Voor elk item kan worden gekozen uit vier stellingen. De stelling die het beste de gemoedstoestand van de afgelopen zeven dagen omschrijft, dient te worden aangekruist. Per item kan tussen de 0 en 4 punten worden gescoord. De interne consistentie is hoog (α = ,86). Tevens correleert de QIDS hoog met totaalscores op de uitgebreidere IDS-SR30 (r = ,96) en de 24-items Hamilton Rating Scale for Depression (r = ,86).
De mate van manische symptomatologie werd gemeten met de Nederlandse vertaling van de Altman Self-Rating Mania Scale (ASRM; Altman, Hedeker, Peterson & Davis, 1997). Deze zelfbeoordelingslijst bestaat uit vijf items met elk vijf stellingen waarvoor tussen de 0 en 4 punten gescoord kunnen worden. De stelling die het beste weergeeft hoe de proefpersoon zich de afgelopen zeven dagen heeft gevoeld, dient te worden aangekruist. De totaalscore van de vijf items geeft de mate van manische symptomatologie weer. De concurrente validiteit is in orde aangezien de ASRM hoog correleert met twee andere maten voor manie, de Mania
Rating Scale (r = ,72) en de Clinician-Administered Rating Scale for Mania (r = ,77). Tevens is de test-hertest betrouwbaarheid hoog (r = ,86).
Sociale cognitie
De Emotion Recognition Task (ERT) werd afgenomen om de mate van emotieperceptie te meten (Montagne, Kessels, De Haan & Perret, 2007). De ERT is een onderdeel van het computerprogramma DiagnoseIs. Bij deze computertaak worden videoclips getoond waarbij vier gezichten (twee mannen en twee vrouwen) geleidelijk zes verschillende emoties
uitdrukken: boos, blij, droef, verrast, walgend en bang. Van elk gezicht worden van deze zes uitdrukkingen vier filmpjes met verschillende intensiteitsniveaus gedemonstreerd. In totaal worden vier blokken met 24 gezichtsuitdrukkingen getoond. Er wordt begonnen met het moeilijkste niveau waarbij de intensiteit van de emotie verandert van 0% (neutraal) tot 40% emotie. Vervolgens worden nog drie blokken getoond waarbij voor elk blok de intensiteit wordt opgevoerd naar respectievelijk 0%-60%, 0%-80% en 0%-100%. De proefpersoon moet aangeven welke emotie getoond wordt door op één van de zes emoties te klikken
(meerkeuzetest). Hierbij is de benodigde tijd niet van belang.
De herziene versie van de Lees-de-Ogen-test is gebruikt om het vermogen tot mentaliseren te meten (Baron-Cohen, Wheelwright, Hill, Raste, & Plumb, 2001). De test bestaat uit 36 afbeeldingen van ogen die een bepaald gevoel uitdrukken. Daaromheen staan telkens vier woorden, waarvan één woord het beste beschrijft wat de persoon op de foto wil uitdrukken. In tegenstelling tot de originele versie hebben de drie afleidende woorden
dezelfde emotionele valentie als het juiste antwoord. De proefpersonen kunnen hun antwoord omcirkelen op een antwoordblad. Tevens wordt een lijst met definities verstrekt, zodat indien gewenst de betekenis van minder bekende woorden kan worden opgezocht. De interne consistentie van de Lees-de-Ogen test is redelijk (α = ,61) en de test-hertest betrouwbaarheid
na 1 maand is hoog (r = ,83) (Vellante et al., 2013). Na 1 jaar is de test-hertest
betrouwbaarheid voldoende (r = ,63) (Fernández-Abascal, Cabello, Fernández-Berrocal & Baron-Cohen, 2013).
Neurocognitie
Het tempo van informatieverwerking werd onder andere gemeten met de subtest Symbool Substitutie Coderen (SSC) uit de Nederlandse bewerking van de Wechslers Adult Intelligence Scale IV (WAIS-IV-NL; Wechsler, 2012). Bij deze subtest is het de bedoeling om zo snel mogelijk de juiste symbolen onder de bijbehorende getallen in te vullen, volgens een sleutel welke bovenaan het invulblad vermeld staat. Er is een tijdslimiet van 120 seconden. Het aantal correct ingevulde symbolen is de totaalscore. De test-hertest betrouwbaarheid voor SSC is hoog (r = ,86). Het onderdeel cijferreeksen achterwaarts van de subtest Cijferreeksen uit de WAIS-IV is gebruikt als een maat voor werkgeheugen. Bij dit onderdeel wordt een aantal cijferreeksen voorgelezen. Deze reeksen dienen in omgekeerde volgorde te worden herhaald. Er wordt begonnen met twee reeksen van twee cijfers. Indien tenminste één van de twee reeksen correct in de omgekeerde volgorde herhaald wordt, zullen deze telkens met één cijfer worden uitgebreid tot een maximum van acht cijfers. Indien beide reeksen van dezelfde lengte incorrect herhaald worden, wordt de test afgebroken. Voor cijferreeksen-achterwaarts kan maximaal 16 punten gescoord worden. De splithalf-betrouwbaarheid voor de volledige subtest is zeer hoog (r = ,91).
De Stroop Kleur-Woord Test (Stroop KWT) doet een beroep op het tempo van informatieverwerking en responsinhibitie (Hammes, 1971). De Stroop KWT bestaat uit drie kaarten waarop de kleuren rood, groen, geel en blauw staan. Bij de eerste kaart, de
Woordkaart, staan de namen van de kleuren in zwarte inkt gedrukt en is het de bedoeling om de kleuren zo snel mogelijk op te lezen. De tweede kaart, de Kleurkaart, is bedrukt met
gekleurde blokken. Hier is het de bedoeling om de kleuren zo snel mogelijk te benoemen. Bij de derde kaart, de Kleurwoordkaart, staan de namen van de kleuren in de verschillende kleuren inkt gedrukt. Het is nu de bedoeling om zo snel en zo nauwkeurig mogelijk de
kleuren van de inkt te benoemen. Het aantal seconden dat nodig is om de kaart te lezen, wordt gebruikt als de score voor de betreffende kaart. Tevens wordt een interferentiescore berekend door de benodigde tijd van de Kleurkaart af te trekken van de Kleur-woordkaart. In deze studie zal het aantal seconden op de Kleurkaart meegenomen worden als maat voor het tempo van informatieverwerking. De interferentiescore geeft het de mate van responsinhibitie weer. De test-hertest betrouwbaarheid is hoog voor zowel de Woordkaart (r = ,81), de Kleurkaart (r = ,87) en de Kleur-woordkaart (r = ,89) (Bouma et al., 2012).
De Trail Making Test (TMT) bestaat uit twee delen. Het eerste deel van de taak (deel A) meet het tempo van informatieverwerking en het tweede deel (deel B) is tevens een maat voor de verdeelde aandacht (Reitan & Wolfson, 1985). Bij deel A krijgen de proefpersonen een A4 met omcirkelde cijfers te zien. Het is de bedoeling om deze cijfers zo snel mogelijk in
oplopende volgorde met elkaar te verbinden. Deel B bestaat ook uit een A4 met bolletjes, maar nu staan er naast cijfers ook letters in. Deze bolletjes dienen wederom zo snel mogelijk in oplopende volgorde met elkaar verbonden te worden, waarbij de cijfers en de letters met elkaar moeten worden afgewisseld. De score bestaat voor beide delen uit de benodigde tijd in seconden om alle bolletjes met elkaar te verbinden. De score op kaart A wordt gebruikt als maat voor het tempo van informatieverwerking. Het aantal benodigde seconden op kaart B zal worden opgenomen als maat voor de verdeelde aandacht (onderdeel van executief
functioneren). De betrouwbaarheid voor deel A is redelijk (r = ,70 tot ,79) en redelijk tot hoog voor deel B (r = ,70 tot ,89) (Bouma et al, 2012).
Het verbaal geheugen werd gemeten aan de hand van de versie A, ofwel ‘image’-versie, van de 15-woordentest (15WT; Saan & Deelman, 1986). Bij deze test wordt vijfmaal een lijst
van 15 concrete, ongerelateerde, eenlettergrepige zelfstandige naamwoorden voorgelezen. Na elke aanbieding noemt de proefpersoon alle onthouden woorden op. Het aantal correct
onthouden woorden van de vijf trials wordt bij elkaar opgeteld (totaal goedscore; max. 75) en geeft een maat voor het directe reproductievermogen. Na een interval van 20 minuten,
waarbinnen geen talige tests of geheugentests mogen worden afgenomen, wordt nogmaals gevraagd zoveel mogelijk woorden te reproduceren. Het aantal correct gereproduceerde woorden is de ruwe score voor de uitgestelde reproductie. De interne consistentie van de 15WT is hoog (α = ,91 tot ,93). Tevens is de test-hertest betrouwbaarheid hoog voor zowel de totaal goedscore als de uitgestelde reproductie (r ≥ ,80) (Bouma et al., 2012).
De subtest Krantenberichten van de Rivermead Behavioural Memory Test (RBMT) werd gebruikt als maat voor het onmiddellijk en uitgesteld verbaal geheugen (van Balen & Groot-Zwaaftink, 1993). Bij deze test worden twee korte krantenberichten voorgelezen. Van te voren krijgen de proefpersonen de instructie dat zij hier zoveel mogelijk van moeten onthouden. Na elk verhaal mag de proefpersoon direct vertellen wat hij/zij nog weet van het verhaal. Aan de hand van een aantal elementen (1 punt voor een correct herinnerd element of synoniem, ½ punt voor een gedeeltelijk correct herinnerd element of bij benadering juist synoniem) wordt gescoord hoeveel informatie er onthouden is. Na een interval van 15 minuten, waarbinnen geen talige tests of geheugentests mogen worden afgenomen, wordt nogmaals gevraagd wat de proefpersoon zich kan herinneren van de verhalen. De respons wordt op dezelfde wijze gescoord. Maximaal kan er per conditie 21 punten per verhaal gescoord worden.
Om de executieve functies te meten, werd gebruik gemaakt van een gecomputeriseerde versie van de Wisconsin Card Sorting Test (WCST; Heaton, Chelune, Talley, Kay & Curtiss, 1993). In deze pilotstudie is het onderdeel ‘Klassificatie’ van de FePsy gebruikt (Aldenkamp et al., 1994). Bij deze taak is het de bedoeling om een kaart te sorteren bij één van de vier
kaarten bovenin het scherm. Dit is alle informatie die de proefpersoon krijgt. Als de
proefpersoon een kaart heeft gekozen, wordt er direct feedback gegeven over de juistheid van de gekozen kaart. Aan de hand van deze informatie dienen sorteerprincipes te worden afgeleid. Zodra er 10 kaarten achtereenvolgens juist gesorteerd zijn, verandert het principe. Wanneer er nu volgens het ‘oude’ principe gesorteerd wordt, is er sprake van een perseveratieve fout. In deze pilotstudie zal het totaal aantal perseveratieve fouten als uitkomstmaat worden gebruikt. De test-hertest betrouwbaarheid voor het aantal perseveratieve fouten is laag (r = ,50)
vanwege het grote leereffect (Bouma et al., 2012).
Voor de woordvloeiendheid (onderdeel van het executief functioneren) werden zowel de Categoriefluency als de Letterfluency afgenomen (Mulder, Dekker & Dekker, 2006; Schmand, Groenink & van den Dungen, 2008). De proefpersonen krijgen bij de
Categoriefluency eerst 60 seconden de tijd om zoveel mogelijk dieren op te noemen.
Vervolgens krijgen zij weer 60 seconden om zoveel mogelijk beroepen op te noemen. Bij de Letterfluency krijgen de proefpersonen driemaal 60 seconden de tijd om woorden op te noemen met respectievelijk de beginletters D, A en T. Deze woorden zijn niet aan een bepaalde categorie gebonden, maar mogen geen namen van plaatsen of personen zijn en tevens geen cijfers. In deze studie is gebruik gemaakt van een totaalscore waarbij alle unieke, correcte woorden van de Categoriefluency en de Letterfluency bij elkaar worden opgeteld. De interne consistentie van de Categoriefluency-taak is voldoende (α = ,77) en de test-hertest betrouwbaarheid is hoog (r = ,85) (Mulder et al, 2006). Tevens is de interne consistentie van de Letterfluency goed (α = ,82) (Schmand et al., 2008).
Procedure
Bij 17 patiënten met een bipolaire stoornis is een uitgebreid neuropsychologisch onderzoek (NPO) afgenomen. Dit NPO bestond uit verschillende tests om de diverse domeinen van
sociale en neurocognitie te meten. Hieruit zijn op basis van een meta-analyse een aantal tests geselecteerd om mee te nemen als variabelen in deze pilotstudie.1 Er is gekozen voor de tests waarbij de verschillen tussen het functioneren van patiënten met een bipolaire stoornis en de controlegroep de sterkste effectgroottes (d = 0,56 tot d = 0,96) lieten zien (Mann-Wrobel et al., 2011). Tevens is er voor gezorgd dat elk relevant domein van de cognitie werd
vertegenwoordigd in de selectie; het tempo van informatieverweking en de aandacht (Substitutie, Stroop KWT Kleurkaart en TMT-A), het werkgeheugen
(Cijferreeksen-achterwaarts), verbaal geheugen (15WT en Krantenberichten) en het executief functioneren (TMT-B, Stroop KWT interferentiescore, WCST en Fluency). Daarnaast werd tijdens het NPO de stemming in kaart gebracht aan de hand van de QIDS en de ASRM.
De totale afname van het NPO nam gemiddeld 2,5 uur in beslag inclusief een korte pauze. Om verder voor eventuele vermoeidheidseffecten te controleren, werd gebruik
gemaakt van drie verschillende versies waarbij de volgorde van de tests zoveel mogelijk werd gevarieerd. Voorafgaand aan het NPO heeft elke proefpersoon een nummer toegewezen gekregen en werden de versies gerandomiseerd over de proefpersoon-nummers. Een paar weken voor de afname van het NPO heeft een screening plaatsgevonden waarbij onder andere de NLV en de FAST zijn afgenomen. Tijdens de screening werd de proefpersonen ook
gevraagd om een informed consent te ondertekenen. Een paar weken na het NPO kregen de proefpersonen een uitslaggesprek, waarbij de individuele klachten werden gekoppeld aan de resultaten van het onderzoek.
1 De overige tests van het NPO zijn gebruikt voor het in kaart brengen van het individuele cognitief profiel en
Statistische Analyses
De relatie tussen neurocognitie en sociale cognitie werd onderzocht middels een principale componenten analyse (PCA). De uitkomstmaten van de cognitieve taken zijn hierbij gebruikt als onafhankelijke variabelen. Om de samenhang tussen het psychosociaal en het cognitief functioneren te bepalen is een lineaire regressieanalyse uitgevoerd. De score op de FAST werd gebruikt als afhankelijke variabele. De score op de QIDS en componenten uit de PCA zijn opgenomen als onafhankelijke variabelen. Alle analyses zijn uitgevoerd met SPSS (IBM® SPSS® Statistics versie 20, 2011).
Resultaten
Om de interpretatie eenduidig te houden, zijn de variabelen die bestonden uit tijden of aantal fouten omgescoord door de waardes met -1 te vermenigvuldigen, zodat voor alle cognitieve maten een hogere score kan worden beschouwd als een betere prestatie. Voor de FAST betekende een hogere score meer klachten in het dagelijks functioneren. Een hogere score op de QIDS duidde op hogere mate van (residuele) depressieve symptomatologie.
Eén van de proefpersonen had geen enkele categorie behaald bij de WCST, waardoor het aantal preservatieve fouten niet accuraat bepaald kon worden. Omdat bij deze persoon tevens bleek dat recent dezelfde versie de 15-woordentest meerdere malen was afgenomen, waardoor een groot test-hertesteffect optrad, is besloten om deze proefpersoon niet mee te nemen in de verdere analyses. Een andere proefpersoon gaf tijdens de FAST blijk van een zodanig gebrekkig ziekte-inzicht dat er voor is gekozen om zijn score op de FAST niet mee te nemen in de analyses. Deze proefpersoon is wel opgenomen bij de principale componenten analyse (PCA), maar niet bij de regressieanalyse. Uiteindelijk is de PCA uitgevoerd met 16 proefpersonen en de regressieanalyse met 15 proefpersonen.
De volgorde waarin de proefpersonen de cognitieve taken hebben uitgevoerd was verschillend om te controleren voor eventuele vermoeidheid. Er bleek geen sprake te zijn van volgorde-effecten, waardoor de data van de verschillende versies kon worden samengenomen bij de verdere analyses. Tevens waren alle variabelen normaal verdeeld
(Kolmogrov-Smirnov > ,05).
Om de relatie tussen de sociale en neurocognitie te onderzoeken is een exploratieve PCA uitgevoerd. Bij de initiële PCA was de waarde van de determinant van de
correlatiematrix te laag, net als de Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy (KMO). Mogelijke multicollineariteit kon hierdoor niet worden uitgesloten. Om de determinant en de KMO te verhogen, werden variabelen die zeer hoog met elkaar correleerden (r > ,9)
verwijderd. De directe en uitgestelde reproductie op de 15-woordentest correleerden zeer hoog met elkaar (r = ,91). Tevens werd een zeer hoge correlatie gevonden tussen directe en uitgestelde reproductie van de Krantenberichten (r = ,94). Er is gekozen om de directe reproductie van de 15-woordentest en de uitgestelde reproductie van de Krantenberichten te behouden. De waarde van de determinant werd hierdoor hoog genoeg, maar de waarde van de KMO bleef te laag. Na het verwijderen van de Fluency (minst sterke effectgrootte op de meta-analyse van Mann-Wrobel et al., 2011) en de kleurkaart van de Stroop KWT (lage individuele KMO) steeg de KMO naar 0,5, wat de minimaal acceptabele waarde is voor het vinden van betrouwbare componenten. Om de PCA goed uit te kunnen voeren, dient er tevens sprake te zijn van een zekere relatie tussen de variabelen. Bartlett’s Test toetst tegen de hypothese dat alle correlatie coëfficiënten gelijk zijn aan nul. In dit geval was Barlett’s Test significant, wat duidde op een zekere relatie tussen de variabelen.
De PCA leverde na een oblique rotatie met de Oblimin-methode (9 iteraties) vier componenten op met een Eigenwaarde groter dan 0,7 (Joliffe’s methode). Deze componenten verklaarden tezamen 79,91% van de gemeenschappelijke variantie. De sociale cognitiematen
laadden samen op component 2. De neuro-cognitiematen laadden op de overige drie
componenten. Hierin konden verschillende neurocognitieve domeinen worden teruggevonden. Component 1 omvatte variabelen die voornamelijk te maken hadden met het tempo van
informatieverwerking, werkgeheugen en (verdeelde) aandacht. Op component 3 laadden de executieve taken en beide geheugentaken laadden op component 4. Voor een overzicht van de factorladingen en communaliteiten, zie tabel 1.
Vervolgens is een tweede PCA uitgevoerd, wederom met Oblimin-rotatie (31 iteraties). Ditmaal werd van tevoren aangegeven dat er twee componenten geëxtraheerd moesten worden. Deze twee componenten verklaarden 55,46% van de gezamenlijke variantie. De sociale cognitiematen laadden nog steeds op dezelfde component. Echter laadden op deze component ook een tweetal neurocognitie-maten, de interferentiescore van de Stroop KWT en TMT deel A. Voor een overzicht van de factorladingen en communaliteiten, zie tabel 2.
Tabel 1
Geroteerde Componentenmatrix met Eigenwaarden en Communaliteiten
Component Communaliteit 1 2 3 4 Cijferreeksen achteruit ,83 ,762 Substitutie ,78 ,680 TMT deel A ,95 ,939 TMT deel B ,65 ,687 Stroop interferentiescore ,56 ,62 ,848 WCST perseveratieve fouten ,95 ,938 15WT directe reproductie ,61 ,721
Krant uitgestelde reproductie ,96 ,855
Lees-de-Ogen test ,85 ,823
Totaalscore ERT ,81 ,737
Tabel 2
Geroteerde Componentenmatrix met Eigenwaarden en Communaliteiten
Component Communaliteit 1 2 Cijferreeksen achteruit ,77 ,591 Substitutie ,72 ,641 TMT deel A ,54 ,59 ,649 TMT deel B ,79 ,654 Stroop interferentiescore ,77 ,620 WCST perseveratieve fouten ,51 ,257 15WT directe reproductie ,71 ,654
Krant uitgestelde reproductie ,39 ,258
Lees-de-Ogen test -,51 ,65 ,674
ERT totaalscore ,73 ,549
Eigenwaarde 3,29 2,26 -
Middels een lineaire multipele regressieanalyse is onderzocht of een model waarin het (sociaal) cognitief functioneren is opgenomen een grotere voorspellende waarde heeft op het dagelijks functioneren dan een model dat slechts bestaat uit de eventuele residuele
stemmingssymptomatologie. In de eerste stap van de regressie werd de alleen de score op de QIDS opgenomen. Vervolgens werden hieraan in de tweede en derde stap respectievelijk de sociale en neurocognitie componenten uit de PCA toegevoegd. Wanneer enkel de score op de QIDS is opgenomen in het model, verklaarde deze 18,8% van de variantie. Door hieraan de score op de sociale cognitiecomponent toe te voegen, steeg de variantie naar 22,8%. Het toevoegen van alle cognitieve componenten leverde een model op waarmee 26,4% van de variatie werd verklaard. Voor een samenvatting van de modellen, zie tabel 3. Geen van de modellen paste echter significant beter op de data dan geen model. Bij nadere analyse van de correlatiematrix werden geen significante correlaties gevonden. De correlatie tussen de FAST en de QIDS liet wel een trend zien (r = ,433, p = ,053). Daarnaast werd een matig, positief
verband gevonden tussen de sociale cognitiecomponent en de FAST, en tussen de geheugencomponent en de FAST. Zie tabel 4 voor een overzicht van alle correlaties.
Tabel 3 Samenvatting regressiemodellen B SE B β R2 Stap 1 (Constant) 23,582 4,023 - ,188 QIDS ,647 ,433 ,373 Stap 2 (Constant) 24,300 4,180 ,228 QIDS ,544 ,364 ,401 sociaal 1,966 ,213 2,475 Stap 3 (Constant) 25,796 5,495 - ,264 QIDS ,368 ,246 ,544 sociaal 2,704 ,293 3,102 tempo -1,063 -,135 2,507 executief 1,327 ,156 2,745 geheugen ,885 ,107 2,840 Tabel 4
Correlatiematrix FAST, QIDS en cognitieve componenten
FAST QIDS sociaal tempo executief geheugen Pearson Correlatie FAST 1,000 ,433 ,332 -,115 ,142 ,213 QIDS ,433 1,000 ,326 -,192 ,149 ,399 sociaal ,332 ,326 1,000 ,036 -,172 -,092 tempo -,115 -,192 ,036 1,000 ,272 ,135 executief ,142 ,149 -,172 ,272 1,000 ,342 geheugen ,213 ,399 -,092 ,135 ,342 1,000
Gezien de onverwachte resultaten op de regressieanalyse is besloten om de scores op de cognitieve maten nader te onderzoeken. Aan de hand van de normscores is voor de neurocognitieve maten gekeken of de verwachte beperkingen daadwerkelijk konden worden geobjectiveerd. Met een one-sample T-test is getoetst of de gemiddelde T-scores significant
lager waren dan het normgemiddelde (T50). Dit bleek het geval te zijn voor de scores op drie van de vier taken van de tempocomponent: Substitutie (t(14) = -2,998, p = ,010), TMT deel A (t(14) = -5,693, p < ,001) en TMT deel B (t(14) = -4,653, p < ,001). Ook de score op de directe reproductie van de 15WT was significant lager dan T50 (t(14) = -2,708, p = ,017). Op de andere taken werd niet significant onder het normgemiddelde gescoord. De
interferentiescore van de Stroop KWT was significant groter dan T50 (t(14) = 3,040, p = ,009). Deze score gaf echter mogelijk een vertekend beeld gezien de grote mate van traagheid op de Woordkaart en de Kleurkaart. Zie tabel 5 voor een overzicht van de gemiddelde T-score en standaarddeviaties. Op basis van de z-scores op de ERT leek geen sprake te zijn van ernstige stoornissen in de emotieperceptie (M = +0,22, SD = 1,00). Voor de Lees-de-Ogen-test waren helaas geen goede normen beschikbaar.
Tabel 5.
Gemiddelden en standaarddeviaties van neurocognitieve maten in T-scores
N M SD Cijferreeksen 15 47,53 12,28 Substitutie 15 42,60** 9,56 Stroop interferentiescore 15 56,33** 8,07 TMT deel A 15 31,33** 12,70 TMT deel B 15 37,13** 10,71 15WT directe reproductie 15 40,33* 13,82 Krant uitgestelde reproductie 15 47,60 13,37 WCST perseveratieve fouten 15 47,00 14,05 * p < ,05
** p < ,01
Discussie
In deze pilotstudie is gekeken naar de relatie tussen sociale en neurocognitie. Daarnaast is ook onderzocht of (sociaal) cognitieve stoornissen de psychosociale problematiek beter kunnen verklaren dan eventuele residuele depressieve symptomatologie alleen.
De bovenstaande resultaten geven aanwijzingen voor een zekere mate van
onafhankelijkheid tussen sociale en neurocognitie. Sociale cognitie lijkt ten minste een eigen domein te vormen binnen de neurocognitie net als het tempo van informatieverwerking, executief functioneren en geheugen. Op basis van een exploratieve PCA konden vier cognitieve domeinen worden afgeleid, waarbinnen de sociale taken hun eigen domein vormden. Daarnaast konden er ook aparte domeinen voor respectievelijk het tempo van informatieverwerking (en werkgeheugen/aandacht), executief functioneren en geheugen onderscheiden worden. Wanneer de cognitieve taken verdeeld moesten worden over twee domeinen, maakten de sociale taken deel uit van hetzelfde domein. Dit domein bevatte echter ook neurocognitieve taken. Tevens raakte bijna de helft van de informatie verloren wanneer er slechts twee domeinen gehanteerd werden. Het is dus nog onduidelijk of bij de bipolaire stoornis sociale cognitie echt losstaat van neurocognitie, of dat de sociale cognitie beter als een apart domein binnen de neurocognitie gezien kan worden.
Op basis van dit onderzoek lijkt het psychosociaal functioneren slechts in beperkte mate samen te hangen met eventuele residuele depressieve symptomatologie. De rol van het
cognitief functioneren is echter onduidelijk. Er zijn geen duidelijke aanwijzingen gevonden voor de voorspellende waarde van de cognitieve componenten. Wat betreft de sociale
cognitiecomponent, en in mindere mate ook de geheugencomponent, leek een betere prestatie eerder samen te hangen met een hogere mate van problematiek in het psychosociaal
functioneren. Bij verdere analyse van de normscores werden alleen grote afwijkingen gevonden op de drie cognitieve taken die een beroep deden op het tempo van
informatieverwerking en op één van de geheugentaken. Tevens leken de scores op tenminste één van de sociale taken op het eerste oog niet afwijkend. Mogelijk werd voor de sociale, executieve en geheugencomponent geen negatieve samenhang met de psychosociale problematiek gevonden omdat op deze componenten binnen de huidige steekproef de
eventuele stoornissen te subtiel waren. Voorgaand onderzoek liet zien dat er bij bipolaire stoornissen sprake is van een heterogene groep wat betreft de cognitieve stoornissen en dat de gevonden afwijkingen matig zijn met z-scores rond -0,5 en -1 (Mann-Wrobel et al., 2011; Lee et al., 2013). Om de eventuele afwijkingen echter goed te kunnen bepalen, dient het neuro- en sociaal cognitief functioneren van de huidige steekproef te worden vergeleken met een
gematchte controlegroep.2 Daarnaast is het niet uitgesloten dat er mogelijk wel sprake is van een relatieve achteruitgang in het cognitief functioneren. Dit kan met name bij de beter presterende patiënten leiden tot een relatief grotere toename van de ervaren problemen in het psychosociaal functioneren, ondanks dat de cognitieve functies over het algemeen langer behouden blijven bij mensen met een hogere IQ-score en een hoger opleidingsniveau (Mann-Wrobel et al., 2011). Het is voorstelbaar dat er bij hoogopgeleiden in het dagelijks leven in grotere mate een beroep gedaan wordt op hun cognitieve functies dan bij mensen met een lager opleidingsniveau, waardoor zelfs een kleine achteruitgang sneller tot problemen kan leiden. Dit zou mogelijk de onverwachte, positieve samenhang tussen een betere cognitieve prestatie en grotere mate psychosociale problematiek kunnen verklaren. Bij exploratieve analyse achteraf is een significante, positieve samenhang gevonden tussen de hoogte van het premorbide IQ en de mate van de ervaren problemen in het psychosociaal functioneren, hetgeen deze gedachtegang deels ondersteunt.
Aangezien dit onderzoek een pilotstudie betrof, was er helaas sprake van een kleine steekproef. Hierdoor moest bij de PCA een aantal variabelen verwijderd worden om te voldoen aan de minimale waarde van de KMO voor het vinden van betrouwbare
componenten. De communaliteiten uit de eerste PCA waren echter wel zodanig hoog dat de negatieve invloed van de kleine steekproefgrootte bij deze analyse mogelijk minder groot was. Dit ging echter niet op voor de tweede PCA. Bij de regressieanalyse heeft de kleine
2 Omwille van de praktische uitvoerbaarheid van de masterthese is gekozen om in dit onderzoek de
steekproefgrootte geleid tot een lage power van het model (1- β = ,27). De resultaten dienen dus met een zekere mate van terughoudendheid geïnterpreteerd te worden. Tevens zijn in deze studie eventuele comorbiditeiten en medicatiegebruik niet meegenomen. Beide aspecten spelen mogelijk een rol bij de problemen in het psychosociaal functioneren en zouden misschien een deel van de onverklaarde variantie kunnen verklaren.
Al met al geven de resultaten van deze pilotstudie aanwijzingen voor een zekere mate van onafhankelijkheid tussen sociale- en neurocognitie bij bipolaire stoornissen. Of de twee vormen van cognitie volledig onafhankelijk zijn, kan op basis van deze pilot helaas niet worden vastgesteld. Herhaling van het onderzoek met een grotere steekproef is hiervoor gewenst. Bij een steekproef van voldoende grootte (N > 100), zou de mate van
onafhankelijkheid bijvoorbeeld aan de hand van Structural Equational Modelling getoetst kunnen worden. Deze methode is al eerder toegepast om de onafhankelijkheid tussen sociale en neurocognitie bij schizofrenie aan te tonen (Sergi et al., 2007; Hoe et al, 2012). Wat betreft de samenhang tussen het cognitief functioneren en de mate van problemen in het
psychosociaal functioneren, kon er geen eenduidig verband gevonden. Het lijkt voor
toekomstig onderzoek van belang om eerst in kaart te brengen in welke mate er sprake is van cognitieve stoornissen binnen de steekproef middels directe vergelijking met een gematchte controlegroep. Omdat er waarschijnlijk sprake is van subtiele afwijkingen is eveneens een grotere steekproef gewenst. Hierdoor zal tevens de power aanzienlijk toenemen. Daarnaast lijkt het zinvol om bij vervolgonderzoek rekening te houden met eventuele comorbiditeiten en medicatiegebruik aangezien dit ook van invloed kan zijn op het psychosociaal functioneren. Tevens is het interessant om de mogelijke tegenstrijdige invloed van het IQ op het
psychosociaal functioneren, bescherming van cognitief functioneren enerzijds en een grotere gevoeligheid voor kleine cognitieve achteruitgangen anderzijds, verder uit te zoeken.
Literatuur
Aldenkamp, A.P., Blennow, G., Sandstedt, P., Alpherts, W.C.J., Elmqvist, D.D., Heijbel, J., et al. (1994). Computerized assessment of cognitive function and quality of life. In: Dodson, W.E., Trimble, M.R. (Eds.), Epilepsy and quality of life in epilepsy (pp. 199– 215). New York: Raven Press.
Altman, E.G., Hedeker, D., Peterson, J.L., & Davis, J.M. (1997). The Altman Self-Rating Mania Scale. Biological Psychiatry, 42, 948-955.
Altshuler, L.L., Post R.M., Black, D.O., Keck, P.E., Nolen, W.A., Frye, M.A. et al., (2006). Subsyndromal depressive symptoms are associated with functional impairment in patients with bipolar disorder: results of a large, multisite study. The Journal of Clinical Psychiatry, 67, 1551-1560.
American Psychiatric Association: Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, Fourth Edition, Text Revision. Washington, DC, American Psychiatric Association, 2000.
Van Balen, H.G.G., & Groot Zwaaftink, A.J.M. (1993). Rivermead Behavioural Memory Test. Nederlandse bewerking. Amsterdam: Pearson Information and Assesment B.V.
Baron-Cohen, S., Wheelwright, S., Hill, J., Raste, Y., & Plumb, I. (2001). The “reading the mind in the eyes” test revised version: A study with normal adults and adults with Asperger syndrome or high-functioning autism. Journal of Child Psychiatry, 42, 241-251.
Berk, M., Kapczinski, F., Andreazza, A.C., Dean, O.M., Giorlando, F., Maes, M., et al. (2010). Pathways underlying neuroprogression in bipolar disorder: Focus on
inflammation, oxidative stress and neurotropic factors. Neuroscience and Biobehavioral Reviews, 35, 804-817.
Bonnín, C.M., Martínez-Arán, A., Torrent, C., Pacchiarotti, I., Rosa, A.R., Franco, C., et al. (2010). Clinical and neurocognitive predictors of functional outcome in bipolar euthymic patients: A long-term, follow-up study. Journal of Affective Disorders, 121, 156-160.
Bouma, A., Mulder, J., Lindeboom, J. & Schmand, B. (2012). Handboek neuropsychologische diagnostiek. Amsterdam: Pearson.
Donohoe, G., Duignan, A., Hargreaves, A., Morris, D.W., Rose, E., Robertson, D., et al. (2012). Social cognition in bipolar disorder versus schizophrenia: comparability in mental state decoding deficits. Bipolar Disorders, 14, 743-748.
Fernández-Abascal, E.G., Cabello, R., Fernández-Berrocal P., & Baron-Cohen, S. (2013). Test-retest reliability of the ‘Reading the mind in the eyes test’: a one-year follow-up study. Molecular Autism 2013, 4:33.
Fett, A.J., Viechtbauer, W., Dominguez, M., Penn, D.L., Van Os, J., & Krabbendam, L. (2010). The relationship between neurocognition and social cognition with functional outcomes in schizophrenia: A meta-analysis. Neuroscience and Biobehavioral Reviews, 35, 573-588.
Godard, J., Baruch, P., Grondin, S., & Lafleur, M.F. (2012). Psychosocial and neurocognitive functioning in unipolar and bipolar depression: A 12-month prospective study.
Psychiatry Research, 196, 145-153.
Hammes, J.G.W. (1971). De Stroop Kleur-Woord Test. Handleiding. Amsterdam: Pearson Assessment and Information B.V.
Heaton, R.K., Chelun, G.J., Talley, J.L., Kay, G.G., & Curtiss, G. (1993). Wisconsin Card Sorting Test Manual. Revised and Expanded. Odessa, FL: Pscychological Assessment Resources, Inc.
Hoe, M., Kakagmai, E., Green M.F., & Brekke, J.S. (2012). The causal relationships between neurocognition, social cognition and functional outcome over time in schizophrenia: a latent difference score approach. Psychological Medicine, 44, 2287-2299.
Kessels, R.P.C., Montagne, B., Hendriks, A.W., Perrett, D.I., & de Haan, E.H.F. (2013). Assessment of perception of morphed facial expressions using the Emotion
Recognition Task (ERT): normative data from healthy participants aged 8-75. Journal of Neuropsychology, feb 2013, epublication ahead of print.
Lahera, G., Ruiz-Murugarren, S., Iglesias, P., Ruiz-Bannasar, C., Herrería, E., Montes, J.M., & Frenándes-Liria, A. (2012). Social cognition and global functioning in bipolar disorder. The Journal of Nervous and Mental Disease, 200, 135-141.
Lawrence, E.J., Shaw, P., Baker, D., Baron-Cohen, S., & David, S.A. (2004). Measuring empathy: reliability and validity of the Empathy Quotient. Psychological Medicine, 34, 911-924.
Lee, J., Altshuler, L., Glahn, D.C., Miklowitz, D.J., Ochsner, K., & Green, M.F. (2013). Social and nonsocial cognition in bipolar disorder and schizophrenia: relative levels of impairment. American Journal of Psychiatry, 170, 334-341.
Mann-Wrobel, M.C., Carreno, J. T., & Dickinson, D. (2011). Meta-analysis of neuropsychological functioning in euthymic bipolar disorder: an update and investigation of moderator variables. Bipolar Disorders, 13, 334-342.
Marangell, L.B., Dennehy, E.B., Miyahara, S., Wisniewski, S.R., Bauer, M.S., Raraport, M.H., & Allen, M.H. (2009). The functional impact of subsyndromal depressive symptoms in bipolar disorder: Data from STEP-BD. Journal of Affective Dissorders, 114, 58-67.
Motagne, B., Kessels, R.P.C, de Haan, E. H. F., & Perrett, D.I. (2007). The emotion
recognition task: a paradigm to measure the perception of facial emotional expressions at different intensities. Perceptual and Motor Skills, 104, 589-598.
Mulder, J.L., Deller, P.H., & Dekker, R. (2006). Word-Fluency Test (WFT). Leiden: PITS Uitgeverij B.V.
Van Rhenen, T.E., & Rossell, S.L. (2013). Is the non-verbal behavioural emotion-processing profile of bipolar disorder impaired? A critical review. Acta Pscychiatrica
Scandinavica, 128, 163-178.
Reitan, R.M., & Wolfson, D. (1985). The Halstead-Reitan Neuropsychological Test Battery. Tuscon, AZ: Neuropsychological Press.
Rosa, A.R., Sáchez-Moreno, J., Martínez-Aran, A., Salamero, M., Torrent, C., Reinares, M., et al. 2007. Validity and reliability of the Functioning Assessment Short Test (FAST) in bipolar disorder. Clinical Practice and Epidemiology in Mental Health, 3:5. Opgehaald 25 februari, 2014, van http://www.cpementalhealth.com/content/3/1/5
Rush, J.A., Trivedi, M.H., Ibrahim, H.M., Carmody, T.J., Arnow, B., Klein, D.N., et al. (2003). Biological Psychiatry, 54, 573-583.
Saan, R.J., & Deelman, B.G. (1986). De 15-woordentest A en B. (Een voorlopige handleiding). Groningen: Afdeling Neuropyschologie, AZG.
Sanamé, C., Martino, D.J., & Strejilevich, S.A. (2012). Social cognition in euthymic bipolar disorder: systematic review and meta-analytic approach. Acta Psychiatrica
Sacandinavica, 125, 266-280.
Schmand, B., Groenink, S., & Van Den Dungen, M. (2008). Letterfluency: Psychometrische eigenschappen en Nederlandse normen. Tijdschrift voor Gerontologie en Geriatrie, 39, 64-77.
Schmand, B., Lindeboom, J., & Van Harskamp, F. (1992). De Nederlandse Leestest voor Volwassenen. Handleiding. Amsterdam: Pearson Assessment and Information B.V. Sergi, M.J., Rassovsky, Y., Widmark, C., Reist, C., Erhart, S., Braff, D.L., et al. (2007).
Social cognition in schizophrenia: Relationschips with neurocognition and negative symptoms. Schizophrenia Research, 90, 316-324.
Simon, G.E., Ludman, E.J., Unützer, J., Operskalski, B.H., Bauer, M.S. (2008). Severity of mood symptoms and work productivity in people treated for bipolar disorder. Bipolar Disorders, 10, 718-725.
Weinstock, L.M., Keitner, G.I., Ryan, C.E., Solomon, D.A., & Miller, I. (2006). Family functioning and mood disorders: A comparison between patients with major depressive disorder and bipolar I disorder. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 74, 1192-1202.
Wingo, A.P., Harvey, P.D., & Baldessarini, R.J. (2009). Neurocognitive impairment in bipolar disorder patients: functional implications. Bipolar Disorders, 11, 113-125. Wechsler, D. (2012). WAIS-IV-NL: Wechsler Adult Intelligence Scale – Fourth Edition –
Nederlandstalige Bewerking: Technische handleiding en Afname en
