UNIVERSITEIT VAN AMSTERDAM
De Psychometrische Eigenschappen van de Nederlandse vertaling van de Scale to Assess the Therapeutic Relationship (STAR)
Masterthese Klinische Psychologie Ilse Chin
Studentnummer: 0341290
Supervisor UvA: prof.dr. Agnes Scholing Externe supervisor: dr. Bauke Koekkoek
Voor Jeroen… altijd. En Ollie.
Inhoudsopgave
Abstract 2
De Psychometrische eigenschappen van de Nederlandse vertaling
van de STAR 3 Methode 8 • Deelnemers 8 • Procedure 10 • Meetinstrumenten 11 • Data analyse 12 Resultaten 13 • Itemanalyse 13 • Confirmatieve factoranalyse 14 • Interne consistentie 19
• Samenhang tussen (sub)schalen 20
• Exploratieve factoranalyse patiëntversie 21
• Interne consistentie nieuwe model 22
• Exploratieve factoranalyse behandelaarversie 22 • Interne consistentie nieuwe model
Discussie 23
Referentielijst 29
Bijlage A: Factormodel Patiëntversie uit AMOS 32
Abstract
In de GGZ wordt het belang van een goede therapeutische relatie steeds meer erkend. Dit onderzoek was gericht op de psychometrische eigenschappen van de Nederlandse vertaling van de Scale to Assess the Therapeutic Relationship (STAR) in een steekproef van 280 niet-psychotische chronische patiënten en hun behandelaars. Met een confirmatieve factoranalyse werden goede fitmaten gevonden voor het originele driefactormodel van de behandelaarversie maar een onacceptabele fit voor het driefactormodel van de patiëntversie. Zowel de STAR totaalscore als de subschaal Positieve samenwerking van beide versies hadden een goede interne consistentie. Een zwakke correlatie werd gevonden tussen de beoordeling van de therapeutische relatie door de patiënten en door de behandelaars. De resultaten kwamen overeen met eerdere onderzoeken. Geadviseerd werd om te werken met de betrouwbare totale schaal van de Nederlandse STAR in een klinische setting bij patiënten met niet-psychotische chronische stoornissen en hun behandelaars.
Keywords: Scale to Assess the Therapeutic Relationship, therapeutische relatie, confirmatieve factoranalyse, factorstructuur, interne consistentie, niet-pyschotische stoornissen
De Psychometrische eigenschappen van de Nederlandse vertaling van de Scale to Assess the Therapeutic Relationship (STAR)
De therapeutische relatie wordt gezien als een van de bepalende factoren voor het welslagen van behandeling (Frank & Frank, 1991). Onderzoeken in de geestelijke
gezondheidszorg (GGZ) vonden een positieve samenhang tussen de kwaliteit van de therapeutische relatie en de therapie-uitkomst (Green, 2004): een betere relatie leidde tot betere therapieresultaten. In lijn met de bevindingen in de GGZ voorspelde een betere therapeutische relatie ook binnen de somatische zorg minder ziekenhuisopnames, minder klachten en een betere kwaliteit van leven van patiënten (Klinkenberg, Calsyn & Morse, 1998; McCabe & Priebe, 2003).
Een eenduidige definitie van de therapeutische relatie en de kwaliteit ervan is moeilijk te geven. De pantheoretische benadering waarmee Bordin (1979) de therapeutische relatie, die door hem de werkalliantie werd genoemd, definieerde bestond uit: 1) overeenstemming over therapeutische doelen, 2) overeenstemming over therapeutische taken en 3) de kwaliteit van de persoonlijke band tussen patiënt en behandelaar. Volgens Bordin (1979) stelde de
rationele, redelijke samenwerking tussen behandelaar en patiënt, de patiënt in staat
doelgericht te werken ondanks het bestaan van overdrachtsbelevingen (overeenstemming in doelen, taken en vertrouwensband). Binnen elke therapeutische school krijgen doelen en taken echter een eigen en soms tegenstrijdige invulling (Hatcher, 2010). Verschillende therapievormen nodigen uit tot verschillende relaties, of vereisen dat zelfs om werkzaam te kunnen zijn. Hafkenscheid (2014) beschreef de therapeutische relatie meer als een dynamisch proces dan als een product. De therapeutische relatie werd meer in verband gebracht met de actieve samenwerking tussen patiënt en behandelaar. Volgens Zuroff et al. (2010) is de gevonden samenhang tussen beiden dan ook zwak.
Wat er onder de therapeutische relatie wordt verstaan hangt ook af van het gekozen perspectief. De kwaliteit van de therapeutische relatie wordt vaak slechts vanuit het perspectief van de patiënt gemeten. Hatcher (2010) stelde dat het niet aannemelijk is dat behandelaar en patiënt de kwaliteit van de therapeutische relatie steeds hetzelfde waarderen. In het begin van de behandeling is overeenstemming in de beoordeling van de therapeutische relatie immers niet gegarandeerd. Bovendien is de therapeutische relatie onlosmakelijk verbonden met de inbreng van de persoon en achtergrond van de patiënt, alsook met de inbreng van de persoon en achtergrond van de behandelaar (Leahy, 2007). De therapeutische relatie is daardoor vanuit het perspectief van de patiënt verschillend van die vanuit de
behandelaar. Los van de verschillen in referentiekaders en van verschil in perspectief is de therapeutische relatie afhankelijk van de behandelfase. Het gangbare therapeutische verloop wordt over het algemeen in drie fasen onderscheiden: 1) het vestigen van de therapeutische relatie, 2) het ontwikkelen van de therapeutische relatie en 3) het handhaven en onderhouden van de therapeutische relatie (Hardy, Cahill & Barkham, 2007). Elk van deze drie fasen vraagt om een andersoortige therapeutische relatie. Norcross en Wampold (2011) stelden ten slotte dat de therapeutische relatie minder relevant is wanneer die wordt gekenmerkt door instemming en harmonie. Juist in meer confronterende en conflictueuze periodes van de behandeling komt de kwaliteit van de therapeutische relatie tot uitdrukking in het vertrouwen dat de behandelaar blijft bieden om de onvrede van de patiënt met de behandeling of
behandelaar tot een constructieve oplossing te brengen (Norcross & Wampold, 2011). Er is dus alle reden om de therapeutische relatie meer te zien als ‘proces’ dan als ‘product’ (Hafkenscheid, 2014). Therapeutische relaties verschillen naar inhoud, in perspectief en veranderen over de tijd.
Alhoewel het belang van de therapeutische relatie ook in de GGZ werd aangetoond, werd tot recentelijk de kwaliteit van de therapeutische relatie in de multidisciplinaire GGZ
gemeten met instrumenten bedoeld voor monodisciplinaire psychotherapie.
McGuire-Snieckus, McCabe, Catty, Hansson en Priebe (2007) ontwikkelden daarom de Scale To Assess the Therapeutic Relationship (STAR) om de kwaliteit van de therapeutische relatie tussen multidisciplinair werkende behandelaars en patiënten met ernstige psychische aandoeningen (EPA) te meten. De STAR is een zelfrapportagevragenlijst met 12 items, met een
behandelaarversie en een patiëntversie en een korte afname duur. De STAR werd inmiddels vertaald en onderzocht in het Zweeds (McGuire-Snieckus et al., 2007), Duits (Gairing et al., 2011; Loos et al., 2012) en Noors (Geirdal, Nerdrum, Aasgaard, Misund & Bonsaksen, 2015). Uit de exploratieve factoranalyse van de oorspronkelijke STAR kwam een driefactorstructuur naar voren met de volgende factoren (1) positieve samenwerking tussen patiënt en
behandelaar, die de algemene kwaliteit van de relatie weergeeft, (2) positieve input van de behandelaar, die de mate waarin de behandelaar de patiënt steunt, begrijpt weergeeft en (3) niet-ondersteunende input van de behandelaar (in de patiëntversie) of emotionele moeite van de behandelaar met het omgaan van de patiënt (in de behandelaarversie), die problemen reflecteert in de relatie zoals het niet geaccepteerd voelen door de patiënt of de perceptie van de patiënt dat de behandelaar ongeduldig of autoritair is. De originele driefactorstructuur werd vervolgens geconfirmeerd in een nieuwe steekproef met Zweedse patiënten en hun
behandelaar (McGuire-Snieckus et al., 2007), waarbij een acceptabele fit bleek voor zowel de patiëntversie als behandelaarversie.
In het psychometrisch onderzoek van de Duitse vertaling van de STAR werd eveneens de oorspronkelijke driefactorstructuur geconfirmeerd. Hier werden acceptabele fit indices gevonden voor de patiëntversie, behalve voor item 7 in de subschaal Niet-ondersteunende input van de behandelaar, en acceptabele fit indices voor de behandelaarversie (Loos et al., 2012). De test-hertest betrouwbaarheid (een interval van twee weken) van de totale schaal van de patiëntversie van de oorspronkelijke STAR was voldoende (r = 0.76) en van de
behandelaarversie matig (r = 0.68). De test-hertest betrouwbaarheid van de subschalen varieerde in de patiëntversie van matig (r = 0.68) tot goed (r = 0.81) en in de
behandelaarversie van slecht (r = 0.58) tot voldoende (r = 0.73). (McGuire-Snieckus et al., 2007). In Tabel 1 staan de interne consistenties (Cronbachs α ) van de patiëntversie en behandelaarversie van de drie vertaalde STAR onderzoeken.
Tabel 1. Interne consistenties (Cronbachs α ) van de patiëntversie en behandelaarversie van de psychometrische onderzoeken naar de STAR
Patiëntversie Positieve samenwerking Positieve input Niet ondersteunende input Totaal
Gairing et al .89 .69 .39 .88
Loos et al. .73 Niet bekend .34 .83
Geirdal et al. .77 .66 .68 .88
Behandelaarversie Positieve samenwerking Positieve input Emotionele moeite Totaal
Gairing et al. .84 .59 .28 .85
Loos et al. .73 Niet bekend .35 .87
Geirdal et al. .56 .55 .70 .89
Acceptabele tot goede betrouwbaarheid werden gevonden voor de totale schaal en subschaal Positieve samenwerking van zowel de patiëntversie als de behandelaarversie en slechte betrouwbaarheid voor de andere subschalen (Gairing et al., 2011; Loos et al., 2012) Geirdal et al. (2015) vonden slechts een goede betrouwbaarheid voor de totale schaal van zowel de patiëntversie als de behandelaarversie en een acceptabele betrouwbaarheid voor de subschaal Positieve samenwerking van de patiëntversie. In het onderzoek van Loos et al. (2012) was de
interne consistentie van de totale schaal van de patiëntversie hoger geweest zonder item 7 van de subschaal Niet-ondersteunende input van de behandelaar.
Door zowel McGuire-Snieckus et al. (2007) als Gairing et al. (2011) werd een zwakke samenhang gevonden tussen de beoordelingen van de therapeutische relatie door behandelaars enerzijds en patiënten anderzijds. Dit kwam overeen met het onderzoek van Hatcher (2010) waarin aangetoond werd dat patiënten en behandelaars de therapeutische relatie verschillend kunnen waarnemen. Ook Loos et al. (2012) vonden een zwakke samenhang (r = 0.19) tussen
de beoordelingen van de therapeutische relatie door behandelaars en patiënten. Geirdal et al. (2015) vonden daarentegen een redelijk positieve samenhang (r = 0.42). tussen de
beoordelingen van de therapeutische relatie door patiënten en behandelaars. Dit Noorse onderzoek betrof echter een kleine populatie van 29 patiënten die een langdurende therapie hadden.
Vier onderzoeken werden gedaan naar de STAR. In grote lijnen werden dezelfde uitkomsten gevonden maar op onderdelen ook verschillen. Het is voor de Nederlandse vertaling van de STAR belangrijk om te onderzoeken of de factorstructuur overeenkomt met de oorspronkelijke driefactorstructuur. McGuire-Snieckus et al (2007), Gairing et al. (2011) en Loos et al. (2012) vonden verschillen tussen de behandelaars en patiënts beoordelingen van de therapeutische relatie. Een reden hiervoor zou de patiëntenpopulatie kunnen zijn. In de oorspronkelijke studie werd de STAR onderzocht bij 266 patiënten met schizofrenie die minstens drie maanden klinisch waren behandeld. In de Duitse studie van Gairing et al (2011) werd de STAR onderzocht bij 100 patiënten met schizofrenie en in de studie van Loos et al. (2012) bij 460 patiënten met schizofrenie die ontslagen waren uit de klinische behandeling en ambulant medicatie ontvingen. Tot slot werd in de Noorse studie de STAR onderzocht bij 29 EPA-patiënten die klinische of ambulante zorg ontvingen en een langdurende therapeutische relatie hadden met hun behandelaar. In de buitenlandse studies (behalve de Noorse studie) werden voornamelijk EPA- patiënten met primair een psychotische stoornis geïncludeerd. Van de EPA-patiënten heeft echter ongeveer 40 procent een niet-psychotische chronische stoornis (Ruggeri, Leese, Thornicroft, Bisoffi & Tansella, 2000). Dit betreft mensen met een ernstige as I-stoornis, zoals een chronische depressie, of een as II-stoornis, en vaak een combinatie van As I en As II problematiek, met een beloop van meer dan twee jaar en beperkingen in het sociaal en of maatschappelijk functioneren (Delespaul et al., 2013). Aangezien de STAR werd ontwikkeld voor gebruik bij EPA- patiënten is het van belang om
na te gaan in hoeverre de gevonden driefactorstructuur en betrouwbaarheid ook gelden voor een niet-psychotische EPA-groep.
In deze studie werden de psychometrische eigenschappen van de Nederlandse versie van de Scale to Assess the Therapeutic Relationship (STAR) onderzocht voor de doelgroep niet-psychotische patiënten. De volgende hypothesen werden onderzocht:
1. Verwacht werd dat de factorstructuur van de Nederlandse vertaling van de STAR overeen zou komen met de oorspronkelijke driefactorstructuur van de STAR.
2. Verwacht werd dat de Nederlandse vertaling van de STAR voldoende betrouwbaar zou zijn voor gebruik in wetenschappelijk onderzoek. Dat wil zeggen: interne consistenties werden verwacht van zowel de totale schalen als de subschalen van Cronbachs alpha waarden van 0.70 of hoger (Steiner & Norman, 2008).
3. Daarnaast werd een minimaal matige positieve samenhang verwacht tussen de totaalscores van patiënten en hun behandelaars in de beoordeling van de therapeutische relatie.
Methode Deelnemers
Aan deze studie namen 283 patiënten deel die in behandeling waren bij Pro Persona GGZ, Vincent van Gogh GGZ of Indigo Gelderland en meededen aan de MATCH Cohort studie. De MATCH Cohort studie was gericht op patiënten met een ernstige psychische aandoening. De inclusiecriteria waren: a) in behandeling bij één van de deelnemende zorginstellingen, b) een ernstige, niet-psychotische psychische aandoening als primaire diagnose, c) leeftijd tussen 18 en 65 jaar. Patiënten konden niet deelnemen als ze a) voldeden aan de criteria van een psychotische stoornis, bipolaire stoornis of cognitieve stoornis als primaire diagnose, b) niet in staat waren Nederlands te lezen en begrijpen. Van de 283 patiënten konden de data van 280
patiënten gebruikt worden bij de huidige analyses (de data van 3 deelnemers waren onbruikbaar wegens teveel ontbrekende gegevens). De gemiddelde leeftijd van de totale groep was 38.3 jaar (SD = 11.4) in een leeftijdsrange van 19 tot 61 jaar.
De demografische gegevens van de patiënten zijn weergegeven in Tabel 2. Meer dan de helft van de patiënten (69%) was vrouw en 31% van de patiënten was getrouwd. Een derde (35.7%) van de patiënten woonde alleen en 2 patiënten (0.7%) woonden met anderen in een zorgvoorziening. Meer dan de helft van de patiënten (53%) had een uitkering en een derde van de patiënten (30%) had een betaalde baan.
Tabel 2. Demografische gegevens van de Deelnemers
(N = 280) n % Geslacht Man 86 30.7 Vrouw 194 69.3 Burgerlijke staat Gehuwd 86 30.8 Ongehuwd 193 69.2 Opleidingsniveau Lager onderwijsa 10 3.6 Lager beroepsonderwijsb 21 7.5
Middelbaar algemeen onderwijsc 35 12.5
Middelbaar beroepsonderwijsd 79 28.2
Voortgezet algemeene 46 16.4
Hoger beroepsonderwijsf 56 20
Wetenschappelijk onderwijs 31 11.1
Andersg 2 .7
Bron van inkomen
Salaris 85 30.4
Uitkeringh 148 52.9
Pensioen 1 .4
Inkomen van partner 25 8.9
Studiefinanciering 14 5.0
Andersi 7 2.5
Noot. a Basisschool, speciaal onderwijs; b LTS, LHNO, LEAO, huishuidschool, VMBO beroepsgericht; c ULO, MULO, MAVO, VMBO gemengd/theoretisch; d MTS, MEAO, MHNO; e HBS, MNS, HAVO, VWO, gymnasium; f HTS, HEAO, HHNO; g MBO propedeuse, HBO/WO propedeuse, secretaresse opleiding; h WW, Bijstand, Ziektewet, WIA/Wajong/WAO; i klein zelfstandige, lening bij DUO, geen, spaargeld
De behandelaar van de deelnemende patiënt vulde de behandelaarversie van de STAR in. Van de 283 behandelaars konden de data van 276 behandelaars gebruikt worden voor de analyses (de data van 7 deelnemers waren onbruikbaar wegens teveel ontbrekende gegevens).
Procedure
Patiënten van drie zorginstellingen (Pro Persona GGZ, Vincent Van Gogh GGZ en Indigo Gelderland) die voldeden aan de inclusie- en exclusie criteria werden door hun
behandelaars uitgenodigd om te participeren in het onderzoeksproject MATCH Cohort studie. De MATCH Cohort studie werd geleid door het lectoraat Sociale en Methodische Aspecten van Psychiatrische Zorg van de Hogeschool van Arnhem en Nijmegen in samenwerking met bovenstaande GGZ instellingen, de Radboud universiteit en het Radboud UMC. Binnen de MATCH Cohort studie werd onderzocht op welke manieren de match tussen de zorgvraag van mensen met ernstige en langdurige psychische problematiek en het zorgaanbod door GGZ-professionals verbeterd kon worden. Een van de doelstellingen van de studie was het in detail beschrijven van het beloop van niet-psychotische stoornissen, in het bijzonder het ontstaan van chroniciteit en langdurige afhankelijkheid van professionele zorg en het
vaststellen van verbanden tussen patiënt-, professional- en sociale variabelen en het ontstaan van chroniciteit in het algemeen.
Patiënten die mee wilden doen aan het onderzoek, kregen na zeven dagen een uitnodiging voor een individueel gesprek. In het gesprek werd het onderzoek uitgelegd en werd schriftelijke informatie over het onderzoek verstrekt. Daarna werd het informed consent formulier ondertekend door de patiënt. Aansluitend werden de metingen gedaan. De patiënt vulde een aantal vragenlijsten in, waaronder een vragenlijst om de therapeutische relatie te meten (STAR, patiëntversie). De sociaal demografische gegevens van de patiënt werden uit het elektronisch patiëntendossier gehaald en gecontroleerd met de patiënt.
Na het gesprek met de patiënt werd de behandelaar van de patiënt gevraagd ook een aantal vragenlijsten in te vullen, waaronder een vragenlijst om de therapeutische relatie te meten (STAR, behandelaarversie).
Meetinstrumenten
Scale to Assess the Therapeutic Relationship (STAR; McGuire-Snieckus, McCabe, Catty, Hansson & Priebe, 2007)
De STAR is een zelfrapportagevragenlijst met een patiëntversie en behandelaarversie, ieder bestaande uit 12 items verdeeld over drie subschalen. De versies zijn apart ontwikkeld met verschillende items en bedoeld om soortgelijke aspecten van de therapeutische relatie vanuit verschillende perspectieven te meten. De patiëntversie bestaat uit drie subschalen: Positieve samenwerking tussen patiënt en behandelaar (items 2, 3, 5, 6, 8, 11), Positieve input van de behandelaar in de vorm van steun en betrokkenheid (items 1, 10, 12) en Niet-ondersteunende input van de behandelaar (items 4, 7, 9). De subschalen van de behandelaarversie zijn: Positieve samenwerking tussen behandelaar en patiënt (items 1, 2, 5, 7, 10, 12), Positieve input van de behandelaar (items 3, 8, 11) en de Emotionele moeite van de behandelaar met het omgaan met de patiënt (4, 6, 9). Een voorbeeld item in de behandelaarversie is bijvoorbeeld: “Ik luister naar mijn patiënt” en een voorbeeld item in de patiëntversie is: “Mijn hulpverlener spreekt met me over mijn persoonlijke doelen en gedachten over behandeling”. De items worden op een vijfpunts-Likertschaal gescoord op frequentie, waarbij een 0 staat voor nooit en een 4 voor altijd. Er kan een totaalscore van minimaal 0 en maximaal 48 worden behaald, waarbij hoge scores duiden op een betere therapeutische relatie. De Nederlandse vertaling van de STAR werd door twee ervaren clinici en een beëdigd vertaler gedaan, in afstemming met de oorspronkelijke ontwikkelaars. De Nederlandse versie van de STAR werd ondertussen in enkele studies naar tevredenheid gebruikt (Koekkoek et al., 2012; Stringer et al., 2011), maar nog niet psychometrisch onderzocht.
Sociaal-demografische gegevens
De sociaal-demografische gegevens van de patiënten werden verzameld door de
leeftijd (in jaren), lijn zorg, opleidingsniveau (laag/middel/hoog), bron van inkomsten.
Toestemming van de patiënten hiervoor werd middels getekende informed consent verkregen.
Data analyse
Voorafgaand aan de eigenlijke analyses werden item analyses (gemiddelde, standaard deviatie, scheefheid, kurtosis) uitgevoerd.
Met behulp van het programma AMOS versie 21.0 werd een confirmatieve
factoranalyse uitgevoerd om te onderzoeken of het driefactormodel van beide versies van de oorspronkelijke STAR werd gerepliceerd in de Nederlandse steekproef. Als in deze analyse het vooraf ingevoerde factormodel goed past op de nieuwe data resulteert dit in een lage chi kwadraat waarde en een niet-significante p-waarde. Omdat de chi kwadraat erg gevoelig is voor steekproefgrootte en snel significant is bij een grote N (terwijl de fit niet groot hoeft te zijn) (MacCallum, Browne & Sugawara, 1996) worden in de literatuur andere fitmaten gesuggereerd, die minder afhankelijk zijn van de grootte van de steekproef: Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis index (TLI), Root Mean Square Error of Approximation
(RMSEA) en Standarized Root Mean squared Residual (SRMR). CFI en TLI worden groter naarmate het model beter bij de waargenomen gegevens past en nemen de waarde van 1.0 aan bij een perfect passend model. Voor de RMSEA en SRMR geldt dat de waarden kleiner worden, naarmate het model de empirische data beter benadert. Auteurs verschillen van elkaar in waar de grens wordt gelegd tussen een aanvaardbare en niet aanvaardbare fit. In navolging van Hair et al. (2010) en Gaskin (2011) hanteerden we voor deze studie de afkapwaarden weergeven in Tabel 3.
Tabel 3. Afkapwaarden van Fit indices
Fit index Afkapwaarde
CMIN/Df < 3= goed (Hair et al. 2010)
CFI > .95= goed .90 - .95 = acceptabel (Gaskin, 2011) (Hair et al. 2010) TLI > .95= goed .90 - .95 = acceptabel (Gaskin, 2011) (Hair et al., 2010)
RMSEA 05 - .08 = voldoende (Gaskin, 2011)
SRMR < .08 = goed (Hair et al.)
Voor de overige verwerking en analyse van de data werd gebruik gemaakt van SPSS, versie 22.0. De interne consistentie als maat voor de betrouwbaarheid van de subschalen van de patiënt- en behandelaarversie van de STAR werd geanalyseerd met behulp van Cronbachs alpha. Spearmans rangcorrelatietoets werd gebruikt om de samenhang tussen de totaalscore en subschaal scores binnen de patiëntversie en binnen de behandelaarversie van de STAR en de samenhang tussen de patiëntversie en de behandelaarversie te onderzoeken.
Resultaten
Item analyse
De gemiddelde totaalscore van de patiëntversie was 36.9 (SD = 6.5). De items van de patiëntversie hadden een links-scheve verdeling (g1 < 0), met een scheefheid variërend van
-.50 tot -2.04. De hoogte van de scheefheid en kurtosis van de verdeling gaf aan dat de item #7 het meest problematische item was. De gemiddelde totaalscore van de behandelaarversie was 37.6 (SD = 4.6). In de behandelaarversie hadden alle items een homogene verspreiding (SD = .43 – .78). De items hadden een links-scheve verdeling (g1 < 0) behalve #1, #2 en #3.
Tabel 4. Item analyse
Item M (SD) Skewness Kurtosis
STAR patiëntversie
1. Mijn hulpverlener spreekt met me over mijn persoonlijke doelen en gedachten over behandeling.
2.84 (0.88) -0.67 0.64
2. Mijn hulpverlener en ik zijn open tegenover elkaar. 3.29 (0.77) -1.25 2.49 3. Mijn hulpverlener en ik hebben een vertrouwde relatie. 3.09 (0.96) -0.94 0.39
4. Ik geloof dat mijn hulpverlener de waarheid voor mij achterhoudt.1
3.54 (0.82) -2.04 4.27
5. Mijn hulpverlener en ik hebben een eerlijke relatie. 3.23 (0.86) -1.39 2.67 6. Mijn hulpverlener en ik werken aan gezamenlijk
overeengekomen doelen.
2.93 (1.02) -1.05 0.92
7. Mijn hulpverlener is streng tegen me wanneer ik praat over dingen die belangrijk zijn voor mij en mijn situatie.1
2.69 (1.24) -0.50 -0.87
8. Mijn hulpverlener en ik hebben een begrip bereikt over de soort veranderingen die goed voor mij zouden zijn.
2.76 (0.97) -0.91 0.84
9. Mijn hulpverlener is ongeduldig met me.1 3.59 (0.74) -2.02 4.20
10. Mijn hulpverlener lijkt me aardig te vinden, ongeacht wat ik doe of zeg.
2.65 (1.11) -0.76 -0.08
11. We zijn het eens over wat belangrijk is voor mij om aan te werken.
3.09 (0.89) -1.33 2.47
12. Ik geloof dat mijn hulpverlener een begrip heeft voor wat mijn ervaringen voor mij betekend hebben.
3.25 (0.82) -1.32 2.55
STAR behandelaarversie
1. Ik kan het goed vinden met mijn cliënt. 3.10 (0.52) 0.14 0.60
2. Mijn cliënt en ik hebben een goede verstandhouding. 3.08 (0.55) 0.05 0.30
3. Ik luister naar mijn cliënt. 3.36 (0.51) 0.24 -1.18
4. Ik heb het gevoel dat mijn cliënt mij afwijst als hulpverlener.1 3.38 (0.71) -1.00 0.78 5. Ik geloof dat mijn cliënt en ik een goede relatie hebben. 3.07 (0.56) -0.10 0.71 6. Ik voel me minderwaardig ten opzichte van mijn cliënt.1 3.80 (0.44) -2.16 4.03 7. Mijn cliënt en ik hebben vergelijkbare verwachtingen over
zijn/haar vooruitgang in de behandeling.
2.70 (0.62) -0.72 1.31
8. Ik heb het gevoel dat ik ondersteunend ben voor mijn cliënt. 2.91 (0.54) -1.15 5.61 9. Het is moeilijk voor me om empathisch te zijn met of me te
verhouden tot mijn cliënt ‘s problemen.1
3.21 (0.78) -1.11 1.62
10. Mijn cliënt en ik zijn open tegenover elkaar. 2.99 (0.66) -1.49 5.64
11. Ik ben in staat om mijn cliënt’s perspectief in te nemen wanneer ik met hem of haar aan het werken ben.
3.05 (0.43) -0.01 3.87
12. Mijn cliënt en ik hebben een vertrouwde relatie. 3.00 (0.63) -0.17 0.11
Noot: 1 Item gespiegeld voor analyse
Confirmatieve factoranalyse
Uit de confirmatieve factoranalyse bleek de overall fit van de patiëntversie niet optimaal (Tabel 5). De modeltoets van de patiëntversie van de Nederlandse vertaling van de STAR leidde tot een chi-kwadraat van 289.45 met 51 vrijheidsgraden en een p-waarde kleiner
dan .001. Ook andere fitmaten gaven aanwijzingen dat de factorstructuur niet optimaal was: CFI < .95; TLI < .90; RMSEA > .08 en SRMR =.08.
Tabel 5. Fit indices van de Nederlandse vertaling van de STAR
CMIN/Df p CFI TLI RMSEA SRMR
STAR, patiëntversie 5.68 < .001 0.82 0.77 0.12 0.08
STAR, behandelaarversie 2.41 < .001 0.95 0.93 0.07 0.04
Er was wel een aantal items dat weinig invloed (laag laden) had op de factor ‘Niet
ondersteunende input’ en ‘Positieve input van de behandelaar’. Dit waren item #7 (r = .16) en item #4 (r = .45) uit de subschaal Niet ondersteunende input van de behandelaar en item #10 (r = .31) uit de subschaal Positieve input van de behandelaar. Tabel 6 laat de
gestandaardiseerde factorladingen van het driefactormodel van de patiëntversie zien. De covariantie tussen de factoren ‘Positieve samenwerking’ en ‘Positieve input van de behandelaar’ was 1.05 (> .90), waaruit geconcludeerd kon worden dat de twee factoren conceptueel overlappen. De covariantie tussen de factoren ‘Positieve samenwerking’ en ‘Niet ondersteunende input’ was .57 en die tussen ‘Positieve input van de behandelaar’ en ‘Niet ondersteunende input’ .70. In Bijlage A staat het driefactormodel van de patiëntversie van de STAR uit AMOS.
Tabel 6. Gestandaardiseerde factorladingen van de patiëntversie van het driefactormodel van de STAR
Item Omschrijving Item Gestandaardiseerde
Factorlading
Factor Positieve samenwerking
2 Mijn hulpverlener en ik zijn open tegenover elkaar. .75
3 Mijn hulpverlener en ik hebben een vertrouwde relatie. .81
5 Mijn hulpverlener en ik hebben een eerlijke relatie. .72
6 Mijn hulpverlener en ik werken aan gezamenlijk overeengekomen doelen. .62 8 Mijn hulpverlener en ik hebben een begrip bereikt over de soort veranderingen
die goed voor mij zouden zijn.
.66
11 We zijn het eens over wat belangrijk is voor mij om aan te werken. .75
Factor Positieve input van de behandelaar
over behandeling.
10 Mijn hulpverlener lijkt me aardig te vinden, ongeacht wat ik doe of zeg. .31 12 Ik geloof dat mijn hulpverlener een begrip heeft voor wat mijn ervaringen voor
mij betekend hebben.
.72
Factor Niet ondersteunende input van de behandelaar
4 Ik geloof dat mijn hulpverlener de waarheid voor mij achterhoudt. .45
7 Mijn hulpverlener is streng tegen me wanneer ik praat over dingen die belangrijk zijn voor mij en mijn situatie.
.16
9 Mijn hulpverlener is ongeduldig met me. .55
Het driefactormodel van de patiëntversie vertoonde problemen met de discriminante validiteit en de convergente validiteit van de afzonderlijke factoren. In een confirmatieve factoranalyse wordt discriminante validiteit gedemonstreerd wanneer items hoger laden op de “eigen” factor dan op een andere factor. Andersom is sprake van een lage discriminante validiteit als items hoger laden op een andere factor dan op de “eigen” factor. Wanneer in een
confirmatieve factoranalyse problemen zijn met convergente validiteit dan correleren de items niet goed met elkaar binnen hun factor (Black, Babin & Anderson, 2010). De waarden van de Composite Reliability (CR), Average Variance Extracted (AVE), Maximum Shared Variance (MSV), en Average Shared Variance (ASV) worden gebruikt om de mate waarin de items een onderliggende factor weergeven (CR) en de validiteit van de patiëntversie te onderzoeken (Tabel 7). Hieruit bleek dat de convergente validiteit van de factoren ‘Positieve input’ en ‘Niet ondersteunende input’ problematisch was. Hetzelfde gold voor de discriminante
validiteit van alle factoren. De Composite Reliability van de factor ‘Positieve samenwerking’ was als enige goed.
Tabel 7. Composite reliability (CR), convergente validiteit (AVE) en discriminante validiteit (MSV en ASV) van
de patiëntversie uit de confirmatieve factoranalyse
CR
Bij voorkeur >.70
AVE
Bij voorkeur >.50
MSV
Bij voorkeur < AVE
ASV
Bij voorkeur < AVE
Positieve samenwerking 0.87 0.52 1.103 0.713
Positieve input behandelaar
Niet ondersteunende input 0.351 0.182 0.493 0.413
Noot. 1 CR < .70; 2 AVE < .50; 3 MSV en ASV > AVE
De fit van het driefactormodel van de behandelaarversie van de Nederlandse
steekproef was beter dan die van de patiëntversie, met waarden van goede fit (Tabel 6). De modeltoets van de behandelaarversie van de Nederlandse vertaling van de STAR leverde een chi-kwadraat van 122.77 met 51 vrijheidsgraden en een p-waarde kleiner dan .001. Net zoals de patiëntversie was de toets significant, wat valt toe te schrijven aan de relatief grote
steekproef. De fitmaten gaven aanwijzingen dat de factorstructuur optimaal was: CMIN/Df < 3, CFI =.95; TLI > .90; RMSEA < .08 en SRMR < .08. De fit indices geven dus aan dat het driefactormodel van de behandelaarversie van de Nederlandse vertaling van de STAR goed past in de Nederlandse steekproef. Item #6 had de minste invloed (laagste lading) op de factor ‘Emotionele moeite’. Ook in de behandelaarversie was een aantal items dat weinig invloed (laag laden) had op de factor ‘Emotionele moeite’ en ‘Positieve input van de behandelaar’. De gestandaardiseerde factorladingen zijn weergeven in Tabel 8. Ook in de behandelaarversie was de covariantie tussen de factoren ‘Positieve samenwerking’ en ‘Positieve input van de behandelaar’ groter dan 0.90, waaruit geconcludeerd kon worden dat de twee factoren conceptueel overlappen. De covariantie tussen de factoren ‘Positieve samenwerking’ en ‘Emotionele moeite met het omgaan van de patiënt’ was .77 en die tussen Positieve input en Emotionele moeite .75. In bijlage B staat de het driefactormodel van de behandelaarversie van de STAR uit AMOS.
Tabel 8. Gestandaardiseerde factorladingen van de behandelaarversie van het driefactormodel STAR in de
Nederlandse steekproef
Item Omschrijving Item Gestandaardiseerde
Factorlading
Factor Positieve samenwerking
1 Ik kan het goed vinden met mijn cliënt. .78
2 Mijn cliënt en ik hebben een goede verstandhouding. .86
7 Mijn cliënt en ik hebben vergelijkbare verwachtingen over zijn/haar vooruitgang in de behandeling.
.55
10 Mijn cliënt en ik zijn open tegenover elkaar. .55
12 Mijn cliënt en ik hebben een vertrouwde relatie. .78
Factor Positieve input van de behandelaar
3 Ik luister naar mijn cliënt. .56
8 Ik heb het gevoel dat ik ondersteunend ben voor mijn cliënt. .53
11 Ik ben in staat om mijn cliënt’s perspectief in te nemen wanneer ik met hem of haar aan het werken ben.
.55
Factor Emotionele moeite met het omgaan met de patiënt
4 Ik heb het gevoel dat mijn cliënt mij afwijst als hulpverlener. .81
6 Ik voel me minderwaardig ten opzichte van mijn cliënt. .46
9 Het is moeilijk voor me om empathisch te zijn met of me te verhouden tot mijn cliënt’s problemen.
.54
In de confirmatieve factoranalyse van het driefactormodel van de behandelaarversie werden enkele problemen met de discriminante en convergente validiteit van de afzonderlijke factoren gevonden. In Tabel 9 staan de waarden van de Composite Reliability (CR), Average Variance Extracted (AVE), Maximum Shared Variance (MSV), en Average Shared Variance (ASV) van de behandelaarversie. Hieruit bleek dat de factoren ‘Positieve input van de
behandelaar’ en ‘Emotionele moeite’ een lage convergente validiteit hebben en alle factoren een relatief lage discriminant validiteit. Net zoals bij de patiëntversie is de Composite Reliability van de factor ‘Positieve samenwerking’ als enige factor goed.
Tabel 9. Composite reliability (CR), convergente validiteit (AVE) en discriminante validiteit (MSV en ASV) van
de behandelaarversie uit de confirmatieve factoranalyse
CR
Bij voorkeur >.70
AVE
Bij voorkeur >.50
MSV
Bij voorkeur <AVE
ASV
Bij voorkeur <AVE
Positieve samenwerking 0.87 0.54 0.863 0.733
Positieve input behandelaar
0.561 0.302 0.863 0.753
Emotionele moeite 0.641 0.392 0.603 0.583
Interne consistentie
De interne consistentie coëfficiënt (Cronbachs α) drukt uit in welke mate alle items samenhangen. Als alle items exact hetzelfde meten, is Cronbachs alpha erg hoog. Cronbachs alpha is niet hetzelfde als Composite Reliability. Zowel de totaalschaal van de patiëntversie (Cronbachs α = .82) als behandelaarversie (Cronbachs α = .87) van de STAR hadden een goede interne consistentie. Echter zonder item #7 was Cronbachs alpha van de totale schaal van de patiëntversie .86 geweest. Dit was in lijn met het onderzoek van Loos et al. (2012). Zonder item #9 was Cronbachs alpha van de totale schaal van de behandelaarversie .88. De subschaal Positieve samenwerking van de patiëntversie (Cronbachs α = .86) en de
behandelaarversie (Cronbachs α = .86) leverden tevens een goede interne consistentie. De overige subschalen leverden Cronbachs α waarden lager dan de aanbevolen .70 (Tabel 10).
Tabel 10. Interne consistenties
Schaal Item Cronbachs α
Patiëntversie
Positieve Samenwerking 2, 3, 5, 6, 8, 11 0.86
Positieve Input behandelaar 1, 10, 12 0.55
Niet Ondersteunende Input 4, 7, 9 0.35
Totaalscore 1-12 0.82
Behandelaarversie
Positieve Samenwerking 1, 2, 5, 7, 10, 12 0.86
Positieve Input behandelaar 3, 8, 11 0.56
Emotionele Moeite 4, 6, 9 0.61
Totaalscore 1-12 0.87
In Tabel 11 staan de Spearman correlaties van de subschalen van de patiëntversie onderling vermeld. De subschaal Positieve samenwerking correleerde hoog met Positieve input van de behandelaar, wat aangaf dat deze subschalen minder onafhankelijk van elkaar zijn. De subschaal Niet-ondersteunende input correleerde zwak met de andere subschalen.
significante redelijk positieve samenhang (r = .49, p < 0.01) tot een significante sterk positieve samenhang (r = .60, p < 0.01). De drie subschalen correleerden onderling redelijk tot sterk met elkaar, dit gaf aan dat de drie subschalen niet van elkaar onafhankelijk zijn.
Tabel 11. Correlaties tussen totaalscore en subschaalscores van de patiëntversie en behandelaarversie van de
Nederlandse vertaling van de STAR
Positieve Samenwerking Positieve Input behandelaar Niet Ondersteunende Input Totaalscores Patiëntversie Positieve Samenwerking 1 0.63** 0.21** 0.91**
Positieve Input behandelaar 0.63** 1 0.20** 0.78**
Niet Ondersteunende Input 0.21** 0.20** 1 0.48**
Totaalscores 0.91** 0.78** 0.48** 1 Positieve Samenwerking Positieve Input behandelaar Emotionele Moeite Totaalscores Behandelaarversie Positieve Samenwerking 1 0.60** 0.56** 0.90**
Positieve Input behandelaar 0.60** 1 0.49** 0.75**
Emotionele Moeite 0.56** 0.49** 1 0.80**
Totaalscores 0.90** 0.75** 0.80** 1
Noot. **p<0.01
Samenhang tussen de beoordelingen door patiënt en behandelaar
Er werd een significante, zwakke positieve correlatie gevonden tussen de totaalscores van de patiënten en hun behandelaars (r = .30, p < 0.01). Tevens werd een significante, zwakkepositieve correlatie gevonden tussen de positieve samenwerking van de patiënten en hun behandelaars (r = .31, p < 0.01) (Tabel 12).
Tabel 12. Correlaties tussen totaalscores en subschaalscores van de patiëntversie en behandelaarversie van de
Nederlandse vertaling van de STAR Patiëntversie Positieve Samenwerking Positieve Input behandelaar Niet Ondersteunende Input Totaalscores Behandelaarversie Positieve Samenwerking 0.31** 0.20** 0.23** 0.34** Positieve Input 0.19** -0.07** 0.08** 0.16**
behandelaar
Emotionele Moeite 0.17** 0.13 0.17 0.21**
Totaalscores 0.27** 0.18** 0.21** 0.30**
Noot. **p<0.01
Exploratieve factoranalyse patiëntversie STAR
Omdat de fitmaten van de patiëntversie niet acceptabel waren, werd opnieuw een exploratieve factoranalyse uitgevoerd over de 12 items van de STAR in de Nederlandse steekproef. De exploratieve analyse werd uitgevoerd door middel van een Principale
componentenanalyse (PCA) met oblimin rotatie. De Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) was .88 en daarmee goed (Field, 2009). De Bartlett’s test of sphrecity was significant, wat een voldoende hoge correlatie tussen de items liet zien voor het uitvoeren van een PCA (χ2 (66)=1363.92, p <.001). Drie factoren hadden een eigenwaarde groter dan 1 (respectievelijk 4.02, 3.74 en 1.68) en verklaarden gezamenlijk 61.46% van de variantie binnen de patiëntversie. Factor 1 had een verklaarde variantie van 41.23% en de andere twee factoren 11.71% en 8.52%. In Tabel 13 staan de factorladingen van de items en tot welke factor ze behoren in het nieuwe model.
Tabel 13. Geroteerde factorladingen van de factorstructuur van de patiëntversie van de STAR
Nr. Item Factor 1 Factor 2 Factor 3
8. Mijn hulpverlener en ik hebben een begrip bereikt over de soort veranderingen die goed voor mij zouden zijn.
.87
1. Mijn hulpverlener spreekt met me over mijn persoonlijke doelen en gedachten over behandeling.
.83
6. Mijn hulpverlener en ik werken aan gezamenlijk overeengekomen doelen.
.81 -.13
11. We zijn het eens over wat belangrijk is voor mij om aan te werken.
.71 .17 -.15
2. Mijn hulpverlener en ik zijn open tegenover elkaar. .16 -.75
5. Mijn hulpverlener en ik hebben een eerlijke relatie. .17 -.74
3. Mijn hulpverlener en ik hebben een vertrouwde relatie. .24 -.71
wat ik doe of zeg.
12. Ik geloof dat mijn hulpverlener een begrip heeft voor wat mijn ervaringen voor mij betekend hebben.
.30 -.53 .24
7. Mijn hulpverlener is streng tegen me wanneer ik praat over dingen die belangrijk zijn voor mij en mijn situatie.*
-.20 .15 .79
9. Mijn hulpverlener is ongeduldig met me.* .13 .72
4. Ik geloof dat mijn hulpverlener de waarheid voor mij achterhoudt.*
-.23 .38
Noot. * item gespiegeld
Factor 1 bevat de items met betrekking tot een overeenkomst met de behandelaar over therapeutische doelen, Factor 2 de items met betrekking tot wederzijds vertrouwen en openheid met de behandelaar en Factor 3 dezelfde items van de subschaal
Niet-ondersteunende input van de behandelaar. De interne consistentie van Factor 1 en Factor 2 was goed en die van Factor 3 slecht (Tabel 14).
Tabel 14. Interne consistentie van het nieuwe model patiëntversie
Schaal Item Cronbachs α
Factor 1 1, 6, 8, 11 .85
Factor 2 2, 5, 3, 10, 12 .81
Factor 3 4, 7, 9 .35
Totaalscore 1 - 12 .82
Exploratieve factoranalyse behandelaarversie STAR
De exploratieve analyse van de behandelaarversie werd uitgevoerd door middel van een Principale componentenanalyse (PCA) met oblimin rotatie. De Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) was .91 en daarmee goed (Field, 2009). De Bartlett’s test of sphrecity was significant, wat een voldoende hoge correlatie tussen de items liet zien voor het uitvoeren van een PCA (χ2 (66)=1338.61, p <.001). Twee factoren hadden een eigenwaarde groter dan 1
(respectievelijk 5.06 en 2.64) en verklaarden gezamenlijk 53.1% van de variantie binnen de behandelaarversie. Factor 1 had een verklaarde variantie van 44.3% en de andere factor 8.8%. In Tabel 15 staan de factorladingen van de items en tot welke factor ze behoren in het nieuwe model.
Tabel 15. Geroteerde factorladingen van de factorstructuur van de behandelaarversie van de STAR
Nr. Item Factor 1 Factor 2
12. Mijn cliënt en ik hebben een vertrouwde relatie. .79
5. Ik geloof dat mijn cliënt en ik een goede relatie hebben. .78 .12
10. Mijn cliënt en ik zijn open tegenover elkaar. .77 -.26
2. Mijn cliënt en ik hebben een goede verstandhouding. .75 .17
1. Ik kan het goed vinden met mijn cliënt. .67 .21
11. Ik ben in staat om mijn Clints perspectief in te nemen wanneer ik met hem of haar aan het werken ben.
.62
7. Mijn cliënt en ik hebben vergelijkbare verwachtingen over zijn/haar vooruitgang in de behandeling.
.60
8. Ik heb het gevoel dat ik ondersteunend ben voor mijn cliënt. .59
3. Ik luister naar mijn cliënt. .57
6. Ik voel me minderwaardig ten opzichte van mijn client.1 .79
9. Het is moeilijk voor me om empathisch te zijn met of me te verhouden tot mijn Clints problemen.1
.69
4. Ik heb het gevoel dat mijn cliënt mij afwijst als hulpverlener.1 .38 .55 Noot. 1 item gespiegeld
Factor 1 bevat de items uit de subschaal Positieve samenwerking en Positieve input van de behandelaar en Factor 2 bevat dezelfde items van de subschaal Emotionele moeite met het omgaan van de patiënt. De interne consistentie van Factor 1 was goed en die van Factor 2 slecht (Tabel 16).
Tabel 16. Interne consistentie van het nieuwe model behandelaarversie
Schaal Item Cronbachs α
Factor 1 1, 2, 3, 5, 7, 8, 10, 11, 12 .87
Factor 2 4, 6, 9 .61
Totaalscore 1 - 12 .87
Discussie
De Scale to Assess the Therapeutic Relationship (STAR) is in het Nederlands vertaald en wordt ook in onderzoek gebruikt maar deze versie was tot nu toe niet psychometrisch onderzocht. Dit onderzoek werd uitgevoerd om informatie te verzamelen over het driefactormodel en de betrouwbaarheid van de Nederlandse versie van de STAR voor de
doelgroep niet-psychotische patiënten. Hiertoe werd een confirmatieve factoranalyse
uitgevoerd, waaruit bleek dat de fitmaten van de patiëntversie onvoldoende waren en die van de behandelaarversie goed. Dit was niet in lijn met eerdere onderzoeken, waarin een
acceptabele fit werd gevonden voor de driefactorstructuur van zowel de patiëntversie als de behandelaarversie (McGuire et al., 2007; Loos et al., 2012). De totale schaal en de subschaal Positieve samenwerking van zowel de patiëntversie als behandelaarversie van de STAR hadden, zoals verwacht, een goede interne consistentie, vergelijkbaar met eerdere studies. De overige subschalen bleken geen goede interne consistentie te hebben, dit was eveneens overeenkomstig eerdere onderzoeken (Garing et al., 2012; Loos et al., 2012). Een zwakke samenhang werd gevonden tussen de beoordelingen van de therapeutische relatie door behandelaars en patiënten. Dit kwam overeen met eerdere onderzoeken waarin werd aangetoond dat patiënten en behandelaars de therapeutische relatie verschillend kunnen waarnemen (McGuire et al., 2007; Loos et al., 2012; Gairing et al., 2011).
Omdat de fitmaten van de patiëntversie niet voldoende bleken, er sprake was van een aantal items met lage ladingen en lage discriminante en convergente validiteit in de
confirmatieve factoranalyse, werd een exploratieve factoranalyse gedaan. Dit leidde tot een drie factoren model, waarbij Factor 1 bestond uit de items met betrekking tot de
overeenkomst tussen de patiënt en de behandelaar over therapeutische doelen en taken, Factor 2 uit de items met betrekking tot wederzijds vertrouwen en openheid, oftewel de kwaliteit van de persoonlijke band tussen patiënt en behandelaar en Factor 3 uit dezelfde items van de subschaal Niet-ondersteunende input van de behandelaar. Daarnaast was de interne consistentie van de totale schaal en de Factoren 1 en 2 goed. Alleen Factor 3 had een lage betrouwbaarheid. De exploratieve factoranalyse bevestigt het interventieprogramma Interpersonal Community Psychiatric Treatment (ICPT) voor niet-psychotische chronische patiënten en hun behandelaar (Koekkoek et al., 2012). Het lineaire programma gaat o.a. uit
van het expliciteren van de interactie tussen de behandelaar en patiënt en de wederzijds verwachtingen (duidelijke overeenkomst over therapeutische doelen).
Er zijn dus aanwijzingen dat op basis van de huidige steekproef de factorstructuur van de patiëntversie van de STAR verbetert door een andere indeling van de items op andere factoren dan de oorspronkelijke factorstructuur van de STAR. Dit verschil in bevindingen ten opzichte van eerdere onderzoeken werd mogelijk verklaard door het verschil in
patiëntenpopulatie. In voorgaande onderzoeken bestond de steekproef uit patiënten met psychotische stoornissen, terwijl het huidige onderzoek uitsluitend patiënten includeerde met niet-psychotische chronische stoornissen. Het is denkbaar dat deze patiënten de items anders hebben geïnterpreteerd, omdat ze meer waarde hechten aan een duidelijke overeenkomst met hun behandelaar over therapeutische doelen, taken en het hebben van wederzijds vertrouwen en openheid in de therapeutische relatie.
De behandelaarversie van de STAR vertoonde goede fitmaten. Een verklaring
hiervoor is mogelijk dat voor de behandelaar de kwaliteit van de therapeutische relatie bestaat uitde positieve samenwerking met de patiënt, zijn eigen positieve input in de behandeling en de emotionele moeite die hij kan ervaren met het omgaan met de patiënt. De factorindeling van de behandelaarversie leidde tot een twee factoren model. Factor 1 bestond uit de items van de subschaal Positieve samenwerking en Positieve input van de behandelaar en Factor 2 uit dezelfde items van de subschaal Emotionele moeite met het omgaan met de patiënt. Het is mogelijk dat de therapeutische relatie door de behandelaars uit deze steekproef meer in
verband wordt gebracht met een actieve samenwerking tussen behandelaar en patiënt. Het is dan ook niet verwonderlijk dat de interne consistentie van de totaalscore van de
behandelaarversie net zo hoog is als die van Factor 1 (Cronbachs α = .87), die de items van de subschalen Positieve samenwerking en Positieve input bevat.
Niet alle subschalen bereikten een goede interne consistentie. Een mogelijke
verklaring was dat het aantal items in die schalen te klein was en daarmee Cronbachs alpha lager uitkwam. Een waarschijnlijker verklaring was dat de items anders geïnterpreteerd werden door de patiënten in de steekproef en daardoor iets anders meten dan de
vooropgestelde factoren van de STAR. Uit de confirmatieve factoranalyse bleek dat de items uit de factor ‘Niet ondersteunende input’ van de patiëntversie en de factoren ‘Positieve input van de behandelaar’ en ‘Emotionele moeite’ van de behandelaarversie onderling niet
voldoende sterk samenhingen (convergente validiteit) en bovendien niet voldoende sterk verschilden van de items in andere factoren (discriminant validiteit). Item #7 (“Mijn
hulpverlener is streng tegen me wanneer ik praat over dingen die belangrijk zijn voor mij en mijn situatie”) gaf de meeste problemen in de confirmatieve factoranalyse. Mogelijk was item #7 moeilijk te begrijpen en reflecteerde niet dezelfde betekenis als de andere items van de factor ‘Niet-ondersteunende input’. Een verklaring kan hiervoor gezocht worden in het feit dat het lastig is om het Engelse woord “stern” te vertalen naar het Nederlands (originele item #7: “My clinician is stern with me when I speak about things that are important to me and my situations”) en wordt het woord “streng” door de patiënt eerder als belerend ervaren dan als autoritair zoals het origineel is bedoeld. Loos et al. (2012) vonden dezelfde problemen met item #7 in hun psychometrisch onderzoek.
In deze studie werd een zwakke samenhang (r = .30) gevonden tussen de beoordeling van de therapeutische relatie door de patiënten en de behandelaars. Het is aannemelijk dat patiënt en behandelaar de kwaliteit van de therapeutische relatie niet steeds hetzelfde waarderen. Mogelijk kan het verschil in de beoordeling van de therapeutische relatie
toegeschreven worden aan verschillende persoonlijkheidskenmerken van de behandelaar en patiënt, verwachtingen van de patiënt over de behandeling en de behandelaar, en persoonlijke waarden en normen van de behandelaar (Leahy, 2007). Het ontbreken van overeenstemming
tussen patiënt en behandelaar over de therapeutische relatie hoeft echter niet te wijzen op een slechte kwaliteit van deze relatie. De wederzijdse waardering van die verschillen en het gesprek erover kunnen juist bevorderlijk zijn voor de relatie en het therapieresultaat (Hafkenscheid, 2014).
De steekproef van deze studie bestond uit patiënten uit de eerste-, tweede- en derdelijns zorg. Men zou kunnen beargumenteren dat dit ongewenst was, omdat de drie behandelingen van elkaar verschillen. Uit de confirmatieve factoranalyse bleek echter dat de drie zorggroepen niet van elkaar verschilden op het modelniveau en dat de factorstructuur en ladingen gelijk verdeeld waren binnen de verschillende groepen patiënten.
Beperkingen van het onderzoek en aanbevelingen
In deze studie werd de validiteit van beide versies van de STAR niet onderzocht. Een reden hiervoor is dat het van belang was om eerst te onderzoeken of de factorstructuur en de betrouwbaarheid van de Nederlandse vertaling van de STAR overeen zou komen met de oorspronkelijke driefactorstructuur. Convergente validiteit van beide versies van de Duitse versie van de STAR werd door Loos et al. (2012) gevonden. In vervolgonderzoek dient de validiteit van zowel de patiëntversie als de behandelaarversie van de Nederlandse versie van de STAR onderzocht te worden.
Zoals eerder beschreven zijn er aanwijzingen dat het verschuiven van een aantal items leidt tot een betere factorstructuur en betrouwbaarheid van de patiëntversie van de
Nederlandse vertaling van de STAR. Om te bepalen of deze bevinding stabiel is en niet alleen geldt voor deze selectieve steekproef, zou het interessant zijn om deze analyses te herhalen over verschillende steekproeven (patiënten met psychotische chronische stoornissen en patiënten met niet-psychotische chronische stoornissen) in Nederland. Wanneer de
bevindingen generaliseerbaar blijken, zou dit een gegronde reden zijn om de patiëntversie van de Nederlandse STAR in de toekomst aan te passen. Een nadeel zou zijn dat de Nederlandse
bevindingen niet meer vergelijkbaar zijn met internationaal onderzoek. Verder onderzoek naar deze Nederlandse indeling voor de niet-psychotische groep in Europa zou wenselijk zijn. Het opnieuw analyseren van alle data van eerdere psychometrische onderzoeken naar de STAR zou een begin kunnen zijn.
Aangezien op dit moment niet duidelijk is of de opnieuw berekende factorstructuur van de patiëntversie stabiel is voor verschillende steekproeven, is het advies om met de
totaalscore van de patiëntversie en behandelaarversie van de Nederlandse versie van de STAR te werken. De totaalscore (van beide versies) is een betrouwbare score van de Nederlandse versie van de STAR.
Al met al doen de bevindingen uit dit onderzoek vermoeden dat de Nederlandse versie van de STAR, in elk geval de totaalscore, een betrouwbaar instrument is voor het meten van de therapeutische relatie in een klinische setting bij patiënten met niet-psychotische
Referentielijst
Bordin, E. (1979). The generalizability of the psychoanalytic concept of the working alliance. Psychotherapy: Theory, Research & Practice, 16, 252-260.
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed). Hillsdale, NJ: Erlbaum.
Couture, S.M., Roberts, D.L., Penn., D.L., Cather, C., Otto, M.W., & Goff, D.G. (2006). Do baseline client characteristics predict the therapeutic alliance in the treatment of schizophrenia?. The Journal of Nervous and Mental Disease, 194, 10-14.
Delespaul, P., de Haan, L., van der Gaag, M., Keet, R., Kroon, H., Mulder, N., van Os, J., et al. (2013). Consensus over de definitie van mensen met een ernstige psychische aandoening (EPA) en hun aantal in Nederland. Tijdschrift voor psychiatrie, 55, 427- 438.
Field, A. (2009). Discovering statistics using SPSS. Sage publications.
Frank, J.D., & Frank, J.B. (1991). Persuasion and healing a comparative study of psychotherapy. Baltimore: John Hopkins University Press.
Frank, A.F., & Gunderson, J.G. (1990). The role of the therapeutic alliance in the treatment of schizophrenia: relationship to course and outcome. Archives of General Psychiatry, 45, 228-236.
Gaskin, J. (2011). Model fit during a Confirmatory Factor Analysis (CFA) in AMOS. Gaskination's Statistics. http://youtube.com/Gaskination.
Geirdal, A.O., Nerdrum, P., Aasgaard, T., Misund, A., & Bonsaksen, T. (2015). The
Norwegian version of the Scale to Assess the therapeutic Relationship (N-STAR) in community mental health care: Development and pilot study. International Journal of Therapy and Rehabilitation, 22, 217-224.
Hair, J., Black, W., Babin, B., & Anderson, R. (2010). Multivariate Data Analysis (7th ed.). Prentice-Hall, Inc. Upper Saddle River, NJ, USA.
Hardy, G., Cahill, J., & Barkham, M. (2007). Active ingredients of the therapeutic
relationship that promote client change: a research perspective. In: P. Gilbert & R.L. Leahy (eds.) (2007). The therapeutic relationship in the cognitive behavioral psychotherapies (pp. 24-42). London: Rouledge.
Hatcher, R.L. (2010). Alliance theory and measurement. In: J.C. Murran & J.P. Barber (eds.). The therapeutic alliance: an evidence-based guide to practice (pp. 7-28). New York: The Guilford Press.
Hox, J. (1999). Principes en toepassing van structurele modellen. Kind en Adolescent, 20, 200-217.
Klinkenberg, W., Calsyn, R., & Morse, G. (1998). The helping alliance in case management for homeless persons with severe mental illness. Community Mental Helath Journal, 34, 569-578.
Koekkoek, B., Meijel, B. van, Schene, A., Smit, A., Kaasenbrood, A., & Hutschemaekers. (2012). Interpersonal Community Psychiatric Treatment for non-psychotic chronic patients and nurses in outpatient mental health care: A controlled pilot study on feasibility and effects. International Journal of Nursing Studies, 29, 549-559.
Loos, S., Kilian, R., Becker, T., Janssen, B., Freyberger, H., Spiessl, H., Grempler, J., Priebe, S., & Puschner, B. (2012). Psychometric properties of the German version of the Scale to assess the therapeutic relationship in community mental health care (D- STAR). European Journal of Psychological Assessment, 28, 255-261.
MacCallum, R., Browne, M., & Sugawara, H. (1996). Power analysis and determination of sample size for covariance structure modeling. Psychological Methods, 1, 130-149.
MacCallum, R. C., Widaman, K. F., Zhang, S., & Hong, S. (1999). Sample size in factor analysis. Psychological Methods, 4, 84-99.
McCabe, R., Röder-Wanner, U., Hoffmann, K., & Priebe, S. (1991). Therapeutic relationships and quality of life: association of two subjective constructs in schizophrenia patients. International Journal of Social Psychiatry, 45, 276-283.
McCabe, R., & Priebe, S. (2003). Are therapeutic relationships in psychiatry explained by patients’ symptoms? Factors influencing patient ratings. European Psychiatry, 18, 220-225.
McGuire-Snieckus, R., McCabe, R., Catty, J., Hansson, L., & Priebe, S. (2007). A new scale to asssess the therapeutic relationship in community mental health care: STAR. Psychological Medicine, 37, 85-95.
Norcross, J.C., & Wampold, B.E. (2011). Evidence-based therapy relationships: research conclusions and clinical practices. In: J.C. Norcross (ed.). Psychotherapy relationships that work: evidence-based responsiveness (pp. 423-430). New York: Oxford
University Press.
Priebe, S., & McCabe, R. (2006). The therapeutic relationship in psychiatric settings. Acta Psychiatrica Scandinavica, 113, 69-72.
Ruggeri, M., Leese, M., Thornicroft, G., Bisoffi, G., & Tansella, M. (2000). Definition and prevalence of severe and persistent mental illness. British Journal of Psychiatry, 177, 149-155.
Steiner, D.L., & Norman, G.R. (2008). Health Measurement Scales. Oxford: Oxford University Press.
Wijnen, K., Janssens, W., De Pelsmacker, P., & Van Kenhove, P. (2002). Marktonderzoek in de praktijk. Gebruik en interpretatie van statistische procedures met behulp van SPSS. Antwerpen-Apeldoorn: Garant.
Bijlage A
Bijlage B
