Piekeren als Mediator van het Effect van Cognitieve
Gedragstherapie op Insomnieklachten en Slaap
Marlene Stone Studentnummer: 6053157 Masterscriptie klinische psychologie Scriptie begeleider UvA: dr. Jaap Lancee
Amsterdam, 30 Juni 2014 Aantal woorden: 5556
Abstract
Deze studie heeft het effect van online cognitieve gedragstherapie (CGT) op insomnie, totale slaaptijd en slaapefficiëntie gemeten met piekeren als mediator. Dit was een gerandomiseerd onderzoek met online behandeling en een wachtlijst conditie die geen behandeling kregen. Er deden 64 volwassen deelnemers met chronische insomnie mee waarvan 27 op de wachtlijst conditie en 37 in de behandelconditie. Op de voor- en nameting werden insomnieklachten, angst, piekeren over slaap en depressie gemeten. Resultaten lieten zien dat piekeren het effect van CGT op insomnieklachten, totale slaap tijd en slaapefficiëntie medieert op de nameting. Op de
nameting namen insomnieklachten af (α= 0.88) en nam de totale slaaptijd (α = 0.64) en slaapefficiëntie (α = 0.83) toe voor deelnemers in de behandelconditie. Implicaties zijn dat piekeren mogelijk een belangrijke variabele is om mee te nemen in online behandeling en dat er meer prioriteit kan worden gegeven aan interventies die piekeren verminderen.
Inhoud 1. Inleiding 4 2. Methode 2.1 Deelnemers 9 2.2 Materiaal 9 2.3 Procedure 11 2.4 Interventie 12 2.5 Statistische analyse 14 3. Resultaten 3.1 Databehandeling 15
3.2 Effect op insomnieklachten, depressie en angst 15
3.3 ISI 16 3.4 SE 18 3.5 TST 20 4. Discussie 23 5. Referenties 26 3
1. Inleiding
Chronische insomnie is een veelvoorkomend gezondheidsprobleem met een prevalentie van 10-15% in de volwassenpopulatie (Morin, LeBlanc, Daley, Gregoire, & Merette, 2006). De diagnose van insomnie wordt gegeven indien er minimaal drie nachten per week sprake is van slaapproblemen gedurende tenminste drie maanden met significante vermindering van
functioneren (American Psychiatric Association, 2013). Deze slaapproblemen worden
gekenmerkt door moeilijkheden met in slaap vallen, in slaap blijven of te vroeg wakker worden (American Psychiatric Association, 2013).
De neuropsychologische en fysiologische gevolgen van insomnie zijn onder andere irritatie, vermoeidheid, stemmingsdaling en geheugen- en concentratiemoeilijkheden. Ook hebben personen met insomnie een verhoogd risico op de ontwikkeling van een psychiatrische aandoening zoals depressie, middelenmisbruik en angststoornissen (Buysse et al., 2008; Perlis et al., 2006). Daarnaast bestaat er ook een verhoogd risico op fysieke klachten zoals hoge
bloeddruk, cardiale problemen en diabetus mellitus (Mallon, Broman & Hetta, 2002; 2005; Suka, Yoshida & Sugimori, 2003).
Wat betreft de impact op de levenskwaliteit blijkt chronische insomnie vergelijkbaar te zijn met chronische fysieke en lichamelijke aandoeningen (Katz & McHorney, 2002). Daarnaast heeft insomnie niet alleen negatieve gevolgen voor het individu maar ook voor de maatschappij als geheel. Dit komt doordat insomnie voor aanzienlijke kosten zorgt die voortkomen uit verhoogd absenteïsme, frequente huisartsconsultaties, verminderde productiviteit, risico op ongevallen en een hoog medicatiegebruik (Daley et al., 2009; Godet-Cayré, Pelletier-Fleury, Le Vaillant et al., 2006; Ozminkowski, Wang & Walsh, 2007).
De meest gebruikte vorm van therapie voor insomnie is slaapmedicatie (Silber, 2005). Slaapmedicatie is effectief op de korte termijn, maar heeft negatieve bijwerkingen zoals
hoofdpijn, duizeligheid en vermoeidheid (Buscemi et al., 2007). Bovendien is er weinig evidentie voor positieve effecten van medicatie op lange termijn (Smith et al., 2002). Bij langdurig gebruik
van slaapmedicatie is er tevens een grote kans op het ontstaan van gewenning en afhankelijkheid. Ook treden er regelmatig sedering en hangoververschijnselen op de dag na de nacht waarin het slaapmiddel is gebruikt. Hierdoor is er een zes- tot tienmaal grotere kans om bij ongelukken betrokken te raken, te vallen of bijvoorbeeld een heup te breken (Knuistingh Neven et al., 2005).
Cognitieve gedragstherapie (CGT) voor insomnie heeft vergelijkbare effecten op de korte termijn, maar betere effecten op de lange termijn dan farmacologische interventies (Rieman & Perlis, 2009). Uit een meta-analyse waarin vijfentachtig trials werden meegenomen (4194
deelnemers) kwam een associatie naar voren tussen CGT en een verbetering in slaap bij 70% van de patiënten. Deze verbetering hield zes maanden later nog stand (Morin et al., 1999; Morin, LeBlanc, Daley, Gregoire & Merette, 2006). Daarbij is er evidentie dat niet alleen het slapen verbeterd wordt, maar ook het dagelijks functioneren. Deze klinische en algemene verbeteringen wijzen op gemiddelde tot grote gestandaardiseerde effectgroottes (Espie, 2009). Daarbij vinden personen die CGT ontvangen deze interventie beter en meer acceptabel dan medicatie (Morin et al., 2006).
Dit betekent dat CGT de meest populaire optie is voor personen met insomnie. Een nadeel van CGT voor insomnie zijn echter de kosten op de korte termijn en het feit dat er niet genoeg behandelaren zijn om iedereen met insomnie te kunnen behandelen (Espie, Hames & McKinstry, 2013). Om CGT toegankelijker te maken zonder extra kosten te maken, kan CGT aangeboden worden via het internet. Uit een meta-analyse kwam naar voren dat zelfhulp voor CGT effectief is, met gemiddelde tot grote effecten (Espie, 2009). Studies naar het effect van zelfhulp via internet hebben gemiddelde tot grote resultaten aangetoond (Lancee, Van den Bout, Van Straten, & Spoormaker 2012; Ritterband et al., 2009; Vincent, & Lewycky, 2009). Deze effecten zijn hoger wanneer deze behandeling via internet gecombineerd wordt met feedback (Espie, 2012; Lancee, Van den Bout, Sorbi, & Van Straten, 2013). Ondanks significante verbeteringen in de ernst van insomnie, werkt de online behandeling nog steeds niet voor iedereen optimaal. Het is dus belangrijk om deze verder te verbeteren.
Mogelijk kan online CGT verbeterd worden door meer aandacht te geven aan
onderliggende oorzaken of gevolgen van insomnie. Hierbij kan gekeken worden naar een aantal modellen van insomnie die met elkaar gemeen hebben dat piekeren hierin een belangrijke factor vormt. Zo wordt in een cognitief model van insomnie verondersteld dat piekeren over slaap kan leiden tot automatische opwinding en emotionele verontrusting wat ertoe leidt dat iemand in een angstige staat komt (Harvey, 2002). Dit beïnvloedt slaap negatief en belemmert het functioneren overdag (Harvey, 2002). In een ander model wordt verondersteld dat piekeren over de
consequenties van slaapgebrek en dagelijks functioneren leidt tot een staat van automatische arousal, wat gewone slaap belemmert (Lundh & Broman, 2000). Een derde model beschouwt insomnie als het gevolg van het inhiberen van de slaapprocessen geassocieerd met normale slaap. Dit model veronderstelt verder dat de gewone slaapcyclus wordt verstoord door een abnormale preoccupatie met slaap, bestaande uit een selectieve aandachtbias naar slaap, slapeloosheid en consequenties van slaap (Espie, 2007). Al deze modellen hebben met elkaar gemeen dat piekeren een instandhoudende factor lijkt te zijn voor insomnie.
Meerdere onderzoeken hebben de rol van piekeren in insomnie aangetoond. Zo is er evidentie dat personen met insomnie veel piekeren over verschillende dingen, waaronder het niet kunnen slapen (Harvey, 2000). Ook laten experimentele studies zien dat het verhogen van piekeren leidt tot een toename in subjectief beoordeelde tijd die nodig was om in slaap te vallen (Harvey & Payne, 2002). Daarnaast resulteerde een interventie bedoeld voor constructief leren omgaan met piekeren in een significante vermindering van de ernst van insomnie en het daaraan gerelateerde piekeren (Jansson-Fröjmark, Lind & Sunnhed, 2012). Daarbij leverde het toevoegen van cognitieve herstructurering aan gedragstherapie voor insomnie meer resultaat op dan alleen gedragstherapie. Er is ook evidentie dat mensen die veel piekeren minder totale slaaptijd hebben dan mensen die weinig piekeren. Dit toont aan dat piekeren het risico op insomnie kan vergroten (Omvik, Pallesen, Bjorvatn, Thayer & Nordhus, 2007).
Het lijkt erop dat piekeren over slaap samenhangt met insomnie en dat het belangrijk is om hier aandacht op te richten tijdens de behandeling. Mogelijk was de cognitieve
herstructurering verantwoordelijk voor een vermindering van piekeren waardoor dit beter werkte dan alleen gedragstherapie. Daarbij werd in een interventiestudie van Sunnhed &
Jansson-Fröjmark (2014) gevonden dat vermindering van piekeren geassocieerd was met vermindering in insomnieklachten na CGT. In een mediatiestudie van Morin en Savard (2002) werd gekeken naar de relatie tussen een verandering in slaap gerelateerde cognities en verbetering in slaap na CGT. Zij vonden dat meer functionele cognities over slaap gerelateerd waren aan verbeteringen in slaap. Hiermee vonden zij een mediërend effect van slaap gerelateerde cognities op het effect van CGT op slaap.
Gegeven de theoretische modellen en voorgaand onderzoek naar de rol van piekeren als instandhoudende factor voor insomnie, lijkt piekeren mogelijk een tweede mediërende factor te zijn in de behandeling van insomnie. Om het therapeutisch proces te kunnen optimaliseren is het belangrijk om de processen te begrijpen waarmee therapeutische verandering mogelijk is. Met een mediatie-analyse waarin piekeren wordt opgenomen als mediator kan verder onderzocht worden of vermindering van piekeren het werkzame element is van CGT. Mogelijk kan er dan nog meer aandacht worden besteed aan piekeren om de behandeling zo verder te verbeteren.
De studie van Sunnhed en Janssen-Fröjmark (2014) heeft al een effect van piekeren over slaap gevonden binnen face-to-face CGT. Dit is echter niet eerder onderzocht binnen online CGT. Gezien de hoeveelheid mensen die lijden aan insomnie zou een online CGT behandeling veel praktischer zijn dan face-to-face CGT. Met een online behandeling zouden veel meer mensen bereikt kunnen worden. Bovendien kan de drempel om hulp te vragen voor chronische insomnie nog erg hoog zijn. Online CGT zou hier een oplossing voor kunnen bieden.
Het doel van deze studie was dan ook om te onderzoeken of online CGT leidt tot verminderingen in piekeren waardoor insomnieklachten afnemen en slaap verbeterd wordt. Dit werd gedaan in een gerandomiseerd onderzoek met een groep deelnemers die een online CGT
behandeling kreeg en een groep deelnemers die op de wachtlijst werd ingedeeld. Afhankelijke variabelen waren: insomnieklachten, totale slaaptijd en slaapefficiëntie. Er werd verwacht dat 1) CGT gerelateerd is aan vermindering van piekeren, 2) vermindering van piekeren gerelateerd is vermindering van insomnieklachten, 3) vermindering van piekeren gerelateerd is verhoging van de totale slaaptijd, 4) vermindering van piekeren gerelateerd is aan verhoging van de
slaapefficiëntie, 5) de relatie tussen CGT en vermindering van insomnieklachten significant kleiner wordt na het controleren voor piekeren, 6) de relatie tussen CGT en een verhoging van de totale slaaptijd significant kleiner wordt na het controleren voor piekeren, 7) de relatie tussen CGT en een verhoging van de slaapefficiëntie significant kleiner wordt na het controleren voor piekeren. Indien deze verwachtingen uitkomen, dan voldoet piekeren aan de voorwaarden voor een mediator (Kazdin, 2007).
2. Methode
2.1. Deelnemers
Deelnemers uit deze studie werden geworven via een website over chronische
slapeloosheid (www.slaapgezonder.nl) en via een reclame op facebook. Uiteindelijk vulden 109 personen die geïnteresseerd waren in de studie een informed consent in en startten met het invullen van de online vragenlijst. Van deze personen hadden er vijf onvoldoende
insomnieklachten gebaseerd op de Insomnia Severity Index (cutoff >7; Bastien, Vallières, & Morin, 2001) of lagen zij niet meer dan 30 minuten per nacht wakker voor tenminste drie nachten per week. Overige exclusiecriteria waren: slaap apneu op de schaal van de SLEEP-50 (Spoormaker, Verbeek, Van den Bout & Klip, 2005) (n=3), wisselende werkdiensten (n=5),
eerdere CGT voor insomnie (n =7), de afgelopen 6 maanden begonnen zijn met psychotherapie
(n =7), alcohol misbruik (n =2; meer dan drie glazen alcohol per dag voor tenminste 21 dagen per
maand), misbruik van marihuana (n =3; meer dan eenmalig gebruik per week),
schizofrenie/psychose (n =0), en huidige suicidale plannen (n =0). Van de overige 77 personen
vulden 13 personen de vragenlijst niet volledig in of noteerden minder dan 6 dagen in het slaapdagboek.
De uiteindelijke steekproef bestond uit 64 deelnemers met een gemiddelde leeftijd van 48.1 (SD = 14.2, met een bereik van 22-83) en 51 (79.7%) vrouwen. Van deze deelnemers was er
één (1.6%) in psychologische behandeling, zeven (10.9%) schreven hun slaapproblemen toe aan een fysieke conditie, 20 (31.3%) rapporteerden het gebruik van slaapmedicatie in hun
slaapdagboek, en drie (4.7%) gebruikten een andere vorm van medicatie. Deelnemers werden verdeeld over de CGT conditie (n =37) en in de wachtlijst conditie (n =27).
2.2. Materiaal
Om de ernst van de insomnieklachten te meten werd gebruik gemaakt van de insomnia severity index (ISI; Bastien, Vallieres, & Morin, 2001). De ISI is een schaal met 7 items die drie
insomnia domeinen meet: slaap tevredenheid, de impact van insomnia op het dagelijks
functioneren en de ernst van insomnieklachten. De deelnemers werden gevraagd om deze items te beantwoorden op een Likert schaal van 0 (lage score) tot 4 (hoge score). De totale score varieert van 0 tot 28, waarbij een hoge score meer ernstige insomnia induceert. Een cut-off score van 7 werd gebruikt om insomnie te diagnosticeren. De schaal heeft adequate interne consistentie (α = 0.74) en voldoende concurrente validiteit met slaapdagboek variabelen (α = 0.50-0.91; Bastien et al., 2001).
Om slaap te beoordelen werd gebruik gemaakt van de Nederlandse vertaling van het consensus slaapdagboek (Carney et al., 2012). Slaapdagboeken worden immers gezien als een standaard instrument om slaapaspecten te beoordelen in interventie studies (Buysse, Ancoli-Israel, Edinger, Lichstein, & Morin, 2006).Dit dagboek werd één keer per dag ingevuld
gedurende één week bij de voormeting en vervolgens weer één week gedurende de nameting. In het dagboek werden vragen gesteld over de slaaptijd, opsta tijd, inslaap duur (SOL), aantal momenten wakker tijdens de nacht, duur van tijd wakker na het in slaap vallen (WASO), tijd in bed (TIB), tijd tussen wakker worden en uit bed gaan (TWAK) en aantal keer wakker ’s nachts (NWAK). Met deze variabelen werd de totale slaaptijd (TST = TIB - SOL -WASO) en de
slaapefficiëntie (SE = (TST/ TIB) -100) berekend. Het weekgemiddelde van alle variabelen werd per deelnemer berekend.
Om piekeren over slaap te meten werd de Anxiety and Preoccupation about Sleep Questionnaire (APSQ) gebruikt. Deze vragenlijst bestaat uit 10 items die afkomstig zijn van stellingen die patiënten met insomnie gemaakt hebben zoals vastgesteld in voorgaand onderzoek (Jansson & Fröjmark, 2011). De deelnemers werden gevraagd bepaalde stellingen te beoordelen op een Likert schaal van 1 (niet waar) tot 10 (heel waar) die voor hen van toepassing waren over de afgelopen maand. De totaalscore voor de ASPQ werd berekend door iedere beoordeling op te tellen. Een aantal voorbeeld stellingen zijn: “Ik maak me zorgen over de hoeveelheid slaap die ik iedere nacht krijg” en “Ik doe mijn best om mijn slaap problemen te overkomen”. De
betrouwbaarheid en validiteit is gebaseerd op een steekproef van 1800 personen met een diagnose van insomnie. Twee factoren werden geëxtraheerd van de 10 APSQ items. De eerste factor bevatte piekeren over de consequenties van slaap (α = .91) en de tweede factor bevatte piekeren over de oncontroleerbaarheid van slaap (α = .86). Beide factoren correleren samen (r =
.65) en zijn significant geassocieerd met de totale APSQ schaal (Ρs.=97 en .76). De interne consistentie van de totale schaal was hoog (α = 0.93). De APSQ en de twee subschalen laten voldoende discriminante validiteit zien tussen de drie slaapgroepen (normale slaap, slechte slaap en insomnie, R2=.33-.41). De APSQ en de subschalen hebben tevens voldoende convergente validiteit op cognitieve arousal, slaap-gerelateerde overtuigingen, angst en depressie. Daarbij correleren ze ook significant met slaapparameters en dagelijkse insomnieklachten (Jansson & Fröjmark, 2011).
Angst werd gemeten met de Nederlandse versie van de Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS) bestaande uit zeven vragen, waarbij een score behaald kon worden van 0-21 (Spinhoven et al., 1997). Zowel de betrouwbaarheid van de HADS(α = .80-.84) als de test-hertest correlatie (0.89; p < .001) is goed.
Depressie werd gemeten met de Nederlandse vertaling van de Centre of Epidemiological Studies Depression Scale (CES-D) bestaande uit een 20 vragen, met een scorebereik van 0-60 (Radloff, 1997). Deze schaal heeft een goede interne consistentie (α = .79-.92) en een goede test-hertest correlatie (α =.45-.70). De validiteit van de Nederlandse schaal is goed te noemen met significante correlaties tussen de CES-D en de Beck Depression Inventory (α=.55-.66; Bouma, Ranchor, Sanderman & Sonderen, 2012).
2.3. Procedure
In oktober 2013 en januari 2014 werden alle personen die via slaapgezonder.nl voldoende hoog scoorden op insomnieklachten gemaild met informatie over de studie. Daarnaast werden er ook mensen geworven via een reclame op facebook. Vervolgens vulden de personen een
informed consent in en startten met de online vragenlijst. Als de deelnemers voldeden aan alle criteria dan kregen zij zeven dagen een online slaapdagboek en piekerdagboek. Het slaapdagboek werd ’s ochtends om 6.00 uur opgestuurd naar de deelnemers en indien zij dit om 11.00 nog niet hadden ingevuld kregen zij een herinnering via de mail toegestuurd. Nadat het slaapdagboek afgerond was werden de deelnemers met behulp van een willekeurige nummer generator toegewezen aan ofwel een online conditie (n = 37), of een wachtlijstconditie (n = 27).
De hele studie duurde uiteindelijk 12 weken waarvan 6 weken uit een actieve behandeling bestond. Hierna volgde een nameting met dezelfde vragenlijsten en dagboeken. Ook kregen deelnemers op de wachtlijst alsnog een online behandeling voor chronische insomnie
aangeboden. Voor de deelnemers in de CGT conditie zijn de nametingen 3 en 6 maanden later nogmaals herhaald. In deze studie werd er echter alleen gekeken naar de eerste nameting.
2.4. Interventie
Deze interventie bestond uit online cognitieve gedragstherapie voor insomnie. Dit
zelfhulpprogramma was gebaseerd op eerder gepubliceerde handleidingen (Morin & Espie, 2003). De CGT elementen zijn beschreven in Tabel 1. De totale interventie bestond uit een
behandelprogramma van zes weken van ongeveer 9000 worden. Elke module bevatte instructies en een oefening. Deelnemers ontvingen aan het einde van iedere week digitaal feedback die gegeven werd door MSc studenten onder supervisie van Jaap Lancee.
Tabel 1
Wekelijks overzicht interventie
Week 1 Slaapdagboek. Het slaapdagboek onderzoekt dezelfde variabelen als
in de voormeting en wordt gedurende de zes weken van de interventie ingevuld.
Psycho-educatie. Informatie over slaap, slaapproblemen en
slaaphygiëne. Week 2 Slaapdagboek
Stimulus controle/slaaphygiëne. Het doel van deze module is om het
bed te her-associëren met slaap. De deelnemers wordt verteld om alleen naar bed te gaan wanneer zij moe zijn, het bed en de slaapkamer alleen te gebruiken voor slaap, een regelmatig patroon aan te houden voor opstaan, dutjes overdag te vermijden, en het bed verlaten wanneer zij niet kunnen slapen. Ook wordt aan de deelnemers verteld hoe zij hun slaapkamer kunnen optimaliseren voor slaap door te focussen op het matras, de temperatuur en het licht.
Spieren relaxatie oefening
Week 3 Slaapdagboek
Slaaprestrictie. Deelnemers gebruiken hun slaapdagboeken om hun
totale slaaptijd, tijd in bed en slaapefficiëntie te meten. De slaaprestrictie wordt gedaan door ofwel later naar bed te gaan
danwel eerder op te staan.
Veilige plek oefening
Week 4 Slaapdagboek Slaapbeperking
Misvattingen over slaap uitdagen. Veelvoorkomende misvattingen over
slaap en andere negatieve gevoelens ten opzichte van insomnie worden geadresseerd (zoals "ik moet iedere nacht ten minste acht uur slapen anders ben ik morgen een wrak") en deelnemers leren om deze gedachten te veranderen (zoals "ook al slaap ik maar vijf uur vannacht, dan kan ik morgen nog steeds goed werken). Eerst schrijven zij een situatie op met daarbij hun gedachtes, gevoel en gedrag. Vervolgens schrijven zij een meer functionele gedachte op met de emoties die daarop volgen.
Week 5 Slaapdagboek Slaapbeperking Misvattingen. Deze week wordt ook ingegaan op de gevolgen van
negatieve gedachtes.
Week 6 Slaapdagboek
Paradoxale interventie. Aan het einde van de behandeling slapen
deelnemers minder uren dan normaal voor één nacht, om te leren dat een nachtje minder slaap niet noodzakelijk hun dagelijks functioneren beperkt.
2.5. Statistische analyse
Alle besproken toetsen en analyses werden uitgevoerd met behulp van het Statistical Package for Social Sciences 19 (SPSS) en het programma PROCESS (Hayes, 2012). Daarnaast werd alles tweezijdig getoetst met een α van .05. De mediatie werd getoetst door de grootte van het indirecte effect en het bijhorende betrouwbaarheidsinterval te beoordelen met een bootstrap mediatie (Preacher & Hayes, 2008). Bootstrapping is een non-parametrische procedure die een schatting van de steekproef produceert van de indirecte effecten. Dit wordt gedaan door de steekproef te behandelen als een populatie waarin kleinere steekproeven worden geselecteerd (en iedere score terug gedaan wordt voordat een nieuwe score geselecteerd wordt uit de steekproef). Dit proces wordt net als in de mediatie studie van Vincent, Walsh en Lewycky (2010) 5000 keer herhaald. Het voordeel van een bootstrap mediatie is dat er niet zwart-wit gekeken wordt of er wel of niet een effect is, maar naar de mate van het effect van de mediatie, ook al is deze kleiner dan een significant effect. Hierbij wordt gekeken of 0 ligt binnen de betrouwbaarheidsintervallen. Er wordt in feite de vraag gesteld of het mogelijk is (met 95% betrouwbaarheid) dat het ware indirecte effect 0 is (geen mediatie). Als het indirecte effect een betrouwbaarheidsinterval heeft waar geen 0 in voorkomt, dan kan geconcludeerd worden dat het indirecte effect significant is en dat er sprake is van mediatie. Dit zou dan de hypothese bekrachtigen dat de invloed van CGT op insomnie en slaap, gemedieerd wordt door piekeren. Cohen’s d’s werden berekend op basis van het verschil in scores gedeeld door de gepoolde standaarddeviatie van de groepen. Een Cohen’s d van 0.2 wordt als klein gezien, 0.5 als gemiddeld en 0.8 als groot (Cohen, 1998).
3. Resultaten
3.1. Databehandeling
Er werd één outlier gevonden (z-score onder de 3.29 op voormeting slaapefficiëntie en
totale slaap tijd). Deze persoon had op de nameting een gemiddelde totale slaap tijd van 1 uur en 12 minuten. Dit is vrijwel onmogelijk en daarom werden de scores van het slaapdagboek op de voor- en nameting van deze persoon verwijderd uit de analyse. De analyse werd uitgevoerd met en zonder outlier maar maakte geen verschil voor de resultaten. De scores van deze persoon op de vragenlijsten werd wel meegenomen in de verdere databehandeling.
Verder bleken er 9 ontbrekende scores te zijn op de nameting van alle vragenlijsten (ISI, APSQ, HADS, CES-D) vanwege onvolledige ingevulde vragenlijsten. Hierbij ging het om 4 deelnemers uit de CGT conditie en 5 deelnemers uit de wachtlijst conditie. Ook was er bij één deelnemer uit de CGT conditie een ontbrekende score in het slaapdagboek op de voormeting. Daarnaast bleken er op de nameting ook 17 ontbrekende SE en TST scores te zijn vanwege onvolledig ingevulde slaapdagboeken. Hierbij ging het om 10 deelnemers uit de CGT conditie en 7 deelnemers uit de wachtlijst conditie. Alle overige gegevens zijn gebruikt in de analyses.
3.2. Effect van CGT op slaapdagboek en vragenlijsten
Om te controleren dat deelnemers in de wachtlijst conditie en online conditie op de voormeting niet van elkaar verschilden werd gecontroleerd voor de voormeting. Er werden geen verschillen gevonden op de TST, SE, ISI en APSQ na randomisatie (t-toetsen, alle p
waarden > .05). Ook correleerden slaapvariabelen op de voormeting niet met depressie en angst. (lineaire regressie analyse, alle p’s > .05). De gemiddelde slaapdagboek metingen en vragenlijsten
met bijbehorende standaardeviaties en verschilscores zijn voor iedere conditie berekend, zie Tabel 2.
Tabel 2: Gemiddelden, Standaarddeviaties en Verschilscores van Slaapdagboek Metingen en Vragenlijsten op de Voor- en Nameting voor de CGT en Wachtlijst Conditie
Nameting Voormeting Verschilscore
n M (SD) n M (SD) Cohen’s d Slaapdagboek Slaapefficiëntie percentage (SE) CGT 26 79,65 (10,25) 35 68,49 (12,78) 0,83 wachtlijst 20 66,89 (14,95) 27 66,61 (13,64)
Totale slaaptijd in minuten
(TST) CGT 26
389,93 (56,31) 35 336,70 (71,29) 0,64
wachtlijst 20 342,33 (95,62) 27 335,68 (76,98)
Inslaap duur in minuten
(SOL) CGT wachtlijst 26 20 42,04 56,60 (34,91) 35 (37,51) 27 44,50 (37,25) 42,31 (29,56) 0,49
Wakker na slaaptijd in minuten
(WASO) CGT wachtlijst 26 20 42,64 75,54 (34,10) 35 (43,87) 27 57,64 (38,08) 61,46 (37,23) 0,78
Tijd tussen wakker worden en uit bed (TWAK)
CGT 26 32,62 (21,04) 35 48,85 (30,05) 0,39
wachtlijst 20 59,51 (38,02) 27 62,70 (36,19)
Aantal keer wakker 's nachts (NWAK) CGT 26 1,57 (1,06) 34 1,94 (1,03) 0,19 wachtlijst 20 2,22 (1,50) 27 2,34 (1,56) Vragenlijst Insomnieklachten (ISI) CGT 33 12,15 (5,66) 33 17,95 (4,12) 0,88 wachtlijst 22 15,95 (6,21) 22 18,33 (3,59) Depressie (CES-D) CGT 32 18,00 (6,26) 32 33,32 (8,92) 0,48 wachtlijst 22 19,86 (7,53) 36 33,63 (9,12) Angst (HADS) CGT 33 5,79 (4,18) 33 6,30 (3,11) 0,55 wachtlijst 22 7,77 (4,33) 22 6,52 (3,43) Piekeren (APSQ) CGT 32 27,19 (10,07) 32 35,65 (8,45) 1,00 wachtlijst 22 34,55 (8,41) 22 35,33 (6,51) 3.3. ISI
De eerste verwachting is dat CGT zal leiden tot vermindering van piekeren. Hiervoor werd gekeken naar de verschilscores van piekeren (APSQ scores op de voormeting - nameting) en werd er gecontroleerd voor de voormeting scores van de APSQ. Resultaten lieten
daadwerkelijk zien dat CGT (vergeleken met de wachtlijst conditie) geassocieerd is met vermindering van piekeren, b = 7.49, t = 3.33, p = .002.
De volgende verwachting was dat een hoge mate van piekeren geassocieerd is met meer insomnieklachten. Hier werd gecontroleerd voor de voormeting ISI en APSQ score door deze
mee te nemen als covariaten. Uit de resultaten blijkt een hoge mate van piekeren geassocieerd te zijn met meer insomnie, b = -0.48, t = -6.73, p < .001. Resultaten bevestigen ook de verwachting
dat CGT leidt tot vermindering van insomnie (b = -3.47 t = -2.23, p = .030) wanneer er niet
gecontroleerd is voor piekeren. De gemiddelde verandering van de wachtlijst en CGT conditie op de ISI wordt weergegeven in Figuur 1.
Figuur 1. Gemiddelde scores op de ISI van de wachtlijst en CGT conditie voor en na de
behandeling.
Figuur 1 toont aan dat de CGT conditie op de nameting een lagere score had op de ISI dan de wachtlijst conditie. Ten slotte werd de verwachting bevestigd dat de relatie tussen CGT en insomnie significant kleiner wordt na het controleren voor piekeren (b = 0.11 t = 0.8, p = .093).
Uit de resultaten van de Sobel test komt een significant indirect effect naar voren van CGT op insomnie, b = -3.58, z = 1.21, p = .003 en wordt bevestigd wanneer gekeken wordt naar
de bijbehorende 95% betrouwbaarheidsintervallen [-6.039, -1.641]. Het lijkt er dus op dat het effect van conditie op insomnie gemedieerd wordt door piekeren. Deze effecten worden weergegeven in Figuur 2a.
0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 voormeting nameting IS I s cor e Wachtlijst CGT 17
Figuur 2a: model van CGT vergeleken met de wachtlijst conditie als predictor voor insomnie,
gemedieerd door piekeren. De betrouwbaarheidsinterval voor het indirecte effect is een bootstrap BI gebaseerd op 5000 samples.
3.4. SE
De verwachting werd bevestigd dat er een associatie is tussen piekeren en SE (b = -.50, t
= 2.93, p = .006). Hoe minder er gepiekerd werd, hoe hoger de SE. Hiervoor werd gekeken naar
de verschilscores van piekeren en werd er gecontroleerd voor de voormeting scores van de SE en APSQ door deze mee te nemen als covariaten. Resultaten bevestigen ook de verwachting dat CGT leidt tot verhoging van de SE (b = -3.79 t = -2.31, p = .025) wanneer er niet gecontroleerd
is voor piekeren. De gemiddelde verandering van de wachtlijst en CGT conditie op de ISI wordt weergegeven in Figuur 3. Piekeren ISI CGT/Wachtlijst b = -0.48, p < .001 b = 7.49, p = .002. Direct effect, b = 0.11, p = .093 Indirect effect, b = -3.58, 95% BI [-6.04, -1.64]. 18
Figuur 3. Gemiddelde scores op de SE van de wachtlijst en CGT conditie op de voor- en
nameting
Figuur 3 toont aan dat de CGT conditie op de nameting een hogere SE had dan de wachtlijst conditie. Ten slotte werd de verwachting bevestigd dat de relatie tussen CGT en SE significant kleiner wordt na het controleren voor piekeren (b = 5.64 t = 1.78, p = .083).
Uit de resultaten van de Sobel test komt een significant indirect effect naar voren van CGT op SE, b = 4.15 z = 1.96, p = .035 en wordt bevestigd wanneer er naar de bijbehorende
95% betrouwbaarheidsintervallen [1.110, 9.275] gekeken wordt. Er zijn dus aanwijzingen dat het effect van conditie op SE wordt gemedieerd door piekeren. Deze effecten worden weergegeven in Figuur 2b. 60,00 65,00 70,00 75,00 80,00 85,00 voormeting nameting Pr ocen ten Wachtlijst CGT 19
Figuur 2b: Model van CGT vergeleken met de wachtlijst conditie als predictor voor SE,
gemedieerd door piekeren. De betrouwbaarheidsinterval voor het indirecte effect is een bootstrap BI gebaseerd op 5000 samples.
3.5. TST
De verwachting werd bevestigd dat er een associatie is tussen piekeren en TST (b = 2.69, t = -2.53, p = .015). Hoe minder er gepiekerd werd, hoe hoger de TST. Hiervoor werd gekeken
naar de verschilscores van piekeren en werd er gecontroleerd voor de voormeting scores van de TST en APSQ door deze mee te nemen als covariaten. Resultaten bevestigden niet de
verwachting dat CGT leidt tot een verhoging van de TST (b = 33.35 t = 1.77, p = .085) wanneer
er niet gecontroleerd is voor piekeren. De gemiddelde verandering van de wachtlijst en CGT conditie op de TST wordt weergegeven in Figuur 4.
Piekeren SE CGT/Wachtlijst b = -.50, p = .006 b = 7.49, p = .002. Direct effect, b = 5.64, p = .083 Indirect effect, b = 4.15, 95% BI [1.11, 9.28] 20
Figuur 4. Gemiddelde TST van de wachtlijst en CGT conditie op de voor- en nameting
Figuur 4 toont aan dat de CGT conditie op de nameting een hogere TST had dan de wachtlijst conditie. Uit de resultaten van de Sobel test komt net geen significant indirect effect naar voren van CGT op TST, b = 22.45 z = 11.59, p = .053. Echter wanneer er naar de
bijbehorende 95% bootstrap betrouwbaarheidsintervallen [4.393, 57.366] gekeken wordt, zijn er toch duidelijke aanwijzingen dat het effect van conditie op TST wordt gemedieerd door piekeren. Deze effecten worden weergegeven in Figuur 2c.
5,00 5,20 5,40 5,60 5,80 6,00 6,20 6,40 6,60 voormeting nameting Ur en Wachtlijst CGT Piekeren TST CGT/Wachtlijst b = 7.49, p = .002. b = 2.69, p = .015 Direct effect, b = 10.90, p = .586 Indirect effect, b = 22.45, 95% BI [4.39, 57.37] 21
Figuur 2c: Model van CGT vergeleken met de wachtlijst conditie als predictor voor TST,
gemedieerd door piekeren. De betrouwbaarheidsinterval voor het indirecte effect is een bootstrap BI gebaseerd op 5000 samples.
4. Discussie
In deze studie werd onderzocht of online CGT leidt tot verminderingen in piekeren waardoor insomnieklachten afnemen en slaap verbeterd wordt. Dit werd gedaan in een
gerandomiseerd onderzoek met een groep deelnemers die een online CGT behandeling kreeg en een groep deelnemers die op de wachtlijst werd ingedeeld.
De resultaten wijzen een mediërend effect aan van piekeren op de relatie tussen CGT, insomnieklachten, totale slaaptijd en slaapefficiëntie. Er kwam naar voren dat piekeren
verminderd werd bij personen met chronische insomnie na CGT. Deze verandering was specifiek voor CGT aangezien deze niet verkregen werd bij personen die zonder behandeling op de
wachtlijst zaten. De grootte van de vermindering van piekeren was bovendien geassocieerd met een grote vermindering van insomnieklachten en verhoging van totale slaaptijd en slaapefficiëntie op de nameting.
Voor zover bekend is dit één van de eerste studies die laat zien dat piekeren de uitkomst medieert in een online CGT behandeling voor insomnie. De bevinding dat piekeren de uitkomst van insomnie en slaap medieert komt overeen met eerdere studies die laten zien dat
veranderingen in piekeren over slaap geassocieerd zijn met verbeteringen in insomnie en slaap bij face-to-face CGT (Sunnhed & Janssen-Fröjmark, 2014; Morin & Savard, 2002). Dit ondersteunt de theorie dat piekeren een instandhoudende factor is binnen insomnie.
De studie van Morin en Savard (2002) had in tegenstelling tot de huidige studie een exclusiecriterium voor personen met een depressieve stoornis. De huidige studie laat echter gemiddelde effecten zien in een afname van in depressieve klachten bij personen die CGT hadden gehad. Dit zijn aanwijzingen dat ook personen met een depressie baat kunnen hebben bij CGT voor insomnie.
Met betrekking tot de opzet van de huidige studie zijn er een aantal beperkingen op te merken. Ten eerste moet erop gewezen worden dat vermindering van piekeren niet noodzakelijk de oorzaak is voor verminderingen in insomnieklachten. Het kan namelijk ook zijn dat
verbeteringen van symptomen van dag- en nachtinsomnie leiden tot verminderingen in piekeren. Zo kan verondersteld worden dat als insomnieklachten zoals irritatie, vermoeidheid en
concentratie- en geheugenproblemen minder worden, mensen daar dan ook minder over gaan piekeren. In dat geval is een afname van piekeren dus het gevolg in plaats van de oorzaak van insomnieklachten. Dit kon in deze studie niet worden vastgesteld omdat de mediatie slechts gemeten is op twee meetmomenten (voor- en na de interventie). Om een meer volledige mediatie-analyse te kunnen doen, is het nodig om een dagboekstudie te doen met meerdere metingen van de mediator en afhankelijke variabelen in kwestie. Hiermee zou beter geobserveerd kunnen worden of veranderingen in piekeren tijdelijk voorafgaan aan verbeteringen in slaap.
Ten tweede kan het zijn dat de vragenlijsten over insomnieklachten (ISI) en piekeren (APSQ) elkaar teveel overlappen waardoor de divergente validiteit in gevaar komt. Mogelijk gaan de grote gevonden effecten van de ISI niet uitsuitend over insomnieklachten, maar indirect ook over piekeren. Een van de vragen van de ISI is: “Hoeveel zorgen maak je je over je slaap?”. Deze vraag gaat direct over piekeren, terwijl dat juist met de APSQ vragenlijst gemeten wordt. Om te controleren of de ISI en APSQ niet hetzelfde meten zouden de correlaties tussen beide
vragenlijsten onderzocht moeten worden. Indien de correlaties laag zijn zou dat betekenen dat beide vragenlijsten iets anders meten.
Ten derde is het mogelijk dat deelnemers hun slaaptijd hebben onderschat waardoor het slaapdagboek geen realistisch beeld heeft gegeven van de slaapefficiëntie en totale slaaptijd. Het is namelijk bekend dat patiënten met insomnie de periode onderschatten waarin er wel geslapen wordt (Vanable, Aikens, Tadimeti, Caruana-Montaldo & Mendelson, 2000). Om te controleren voor het accuraat invullen van het slaapdagboek zouden er fysiologische metingen gedaan
moeten worden om zeker te kunnen zijn van de periode waarin er wel en niet geslapen wordt. Dit is echter zeer lastig uit te voeren in de praktijk. Deelnemers zouden zes weken lang in een
laboratorium moeten slapen en dit is voor de meeste mensen zeer onpraktisch. Daarnaast zou het voor de onderzoekers een zeer kostbare en tijdrovende studie worden.
Ten vierde is de externe validiteit van deze studie mogelijk beperkt door de matige generaliseerbaarheid van het type deelnemers. Mogelijk verschillen deelnemers die via websites, sociale media of een persbericht worden geworven van personen die hulp zoeken in een kliniek. Het kan zijn dat personen die hulp zoeken in een kliniek een complexere hulpvraag hebben dan de deelnemers uit deze studie. Desondanks voldeden alle deelnemers in deze studie wel aan de criteria voor chronische insomnie.
Een laatste beperking bij deze studie is de opzet met de wachtlijst conditie als
controlegroep. De beperkingen hierbij zijn dat het niet duidelijk is of de geobserveerde effecten toe te wijden zijn aan de specifieke behandeling of aan niet-specifieke factoren. In
vervolgonderzoek zou dus een placeboconditie toegevoegd moeten worden.
Implicaties van deze bevindingen zijn dat er nog meer nadruk kan worden gelegd op vermindering van piekeren tijdens zelfhulpprogramma’s zoals online CGT voor insomnie. Als piekeren een echte mediator is voor CGT, dan zou de mate waarin online interventiemodules piekeren verminderen bestudeerd moeten worden. Dit kan worden gedaan met een
ontmantelingsstudie. Hierin zou één van de interventiemodules weggelaten moeten worden. Als de therapie vervolgens weinig effect heeft op piekeren dan kan verwacht worden dat de
weggelaten module een belangrijke rol speelt. Dit kan meerdere malen herhaald worden totdat de meest succesvolle modules bekend zijn. Vervolgens zouden deze prioriteit moeten krijgen.
Concluderend kan gezegd worden dat online CGT behandeling voor insomnie en slaap een positieve invloed heeft doordat piekeren sterk verminderd wordt. Het lijkt erop dat piekeren over slaap een grote rol speelt in de instandhouding van insomnieklachten en slechte slaap. Het is echter nog maar de vraag of chronische insomnie leidt tot meer piekeren, of dat meer piekeren leidt tot chronische inomnie.
5. Referenties
American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statistic manual of mental disorders. text rev (5th ed.). Washington DC.
Bastien, C. H., Vallieres, A., & Morin, C. M. (2001). Validation of the insomnia severity index as an outcome measure for insomnia research. Sleep Medicine, 2, 297–307.
Buscemi, N., Vandermeer, B., Friesen, C., Bialy, L., Tubman, M., Ospina, M., et al. (2007). The efficacy and safety of drug treatments for chronic insomnia in adults: A meta-analysis of RCTs. Journal of General Internal Medicine, 22, 1335-1350.
Buysse, D. J., Ancoli-Israel, S., Edinger, J. D., Lichstein, K. L., & Morin, C. M. (2006).
Recommendations for a standard research assessment of insomnia. Sleep, 29, 1155-1173.
Buysse, D. J., Angst, J., Gamma, A., Ajdacic, V., Eich, D., & Rössler, W. (2008). Prevalence, course, and comorbidity of insomnia and depression in young adults. Sleep, 31, 473-480.
Carney, C. E., Buysse, D. J., Ancoli-Israel, S., Edinger, J. D., Krystal., A. D., Lichstein. K. L., et al. (2012). The consensus sleep diary: Standardizing prospective sleep self
monitoring. Sleep, 35, 287–302.
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). New York: Lawrence
Erlbaum Associates.
Daley, M., Morin, C. M., LeBlanc, M., Grégoire, J. P., Savard, J., & Bajllargeon, L. (2009). Insomnia and its relationship to health-care utilization, work absenteeism, productivity and accidents. Sleep Medicine, 10, 427-433.
Espie, C.A. (2007). Understanding insomnia through cognitive modelling. Sleep Medicine 8, 4.
Espie, C.A. (2009).“Stepped care”: A health technology solution for delivering Cognitive Behavioral Therapy as a first line insomnia treatment. Sleep, 32, 1549-1558.
Espie, C. A., Kyle, S. D., Williams, C., Ong, J. C., Douglas, N. J, Hames, P., et al. (2012). A randomized, placebo-controlled trial of online cognitive behavioral therapy for chronic insomnia disorder delivered via an automated media-rich web application. Sleep, 35,
769-781.
Espie, C. A., Hames, P., & McKinstry, B.(2013) Use of the internet and mobile media for delivery of cognitive behavioral insomnia therapy. Sleep Medicine Clinics, 8, 407-419.
Godet-Cayré, V., Pelletier-Fleury, N., Le Vaillant, M., Dinet, J., Massuel, M.A., & Léger, D. (2006) Insomnia and Absenteeism at Work. Who Pays the Cost? Sleep, 29, 179-184.
Harvey, A. G. (2000). Pre-sleep cognitive activity in insomnia: A comparison of sleep-onset insomniacs and good sleepers. British Journal of Clinical Psychology, 39, 275-286.
Harvey, A. G. (2002). A cognitive model of insomnia. Behaviour research and therapy, 40, 869- 93.
Harvey, A. G., & Payne, S. (2002). The management of unwanted pre-sleep thoughts in insomnia: Distraction with imagery versus general distraction. Behaviour Research and Therapy, 40, 267-277.
Hayes, A. F. (2012). PROCESS: A versatile computational tool for observed variable mediation, moderation, and conditional process modeling. Opgehaald 21 juni, 2014, van
http://www.afhayes.com/public/process2012.pdf
Jansson-Fröjmark, M., Lind, M., & Sunnhed, R. (2012). Don’t worry, be constructive: A randomized controlled feasibility study comparing behaviour therapy singly and combined with constructive worry for insomnia. British Journal of Clinical Psychology, 51,
142-157.
Katz, D. A., & McHorney, C. A. (2002). The relationship between insomnia and health-related quality of life in patients with chronic illness. Journal of Family Practice, 51, 229-235.
Kazdin, A. E. (2007). Mediators and mechanisms of change in psychotherapy research. Annual Review of Clinical Psychology, 3, 1-27.
Lancee, J., Van den Bout, J., Sorbi, M. J., & Van Straten, A. (2013). Motivational support
provided via email improves the effectiveness of internet-delivered self-help treatment for insomnia: A randomized trial. Behaviour Research and Therapy 51, 797-805.
Lancee, J., Van den Bout, J., Van Straten, A., & Spoormaker, V. I. (2012). Internet-delivered or mailed self-help treatment for insomnia? A randomized waiting-list controlled trial.
Research and Therapy 50, 22-29.
Lundh, L. G., & Broman, J. E. (2000). Insomnia as an interaction between sleep-interfering and sleep-interpreting processes. Journal of Psychosomatic Research, 49, 299-310.
Mallon, L., Broman, J. E., & Hetta, J. (2002). Sleep complaints predict coronary artery disease mortality in males: a 12-year follow-up study of a middle-aged Swedish population. Journal of Internal Medicine, 251, 207-216.
Mallon, L., Broman, J. E., & Hetta, J. (2005). High incidence of diabetes in men with sleep complaints or short sleep duration: A 12-year follow-up study of a middle-aged population. Diabetes Care, 28, 2762-276.
Morin, C. M., & Espie, C. A. (2003). Insomnia. A clinical guide to assessment and treatment. New York:
Springer.
Morin, C. M., Hauri, P. J., Espie, C., Spielman, A., Buysse, D. J., & Bootzin, R. R. (1999). Nonpharmacologic treatment of chronic insomnia. Sleep, 22, 1134-1156.
Morin, C. M., LeBlanc, M., Daley, M., Gregoire, J. P., & Merette, C. (2006). Epidemiology of insomnia: prevalence, self-help treatments, consultations, and determinants of help-seeking behaviors. Sleep Medicine, 7, 123-130.
Morin, C. M., & Savard, F. B. J. (2002). Are changes in beliefs and attitudes about sleep related to sleep improvements in the treatment of insomnia? Behaviour Research and Therapy, 40, 741-
752.
Knuistingh Neven, A., Lucassen, P. L. B. J., Bonsema, K., Teunissen, H., Verduijn, M. M., & Bouma, M. (2005). NHG-Standaard Slaapproblemen en slaapmiddelen. Huisarts Wet , 48,
402-15.
Omvik, S., Pallesen, S., Bjorvatn, B., Thayer, J., & Nordhus, I. H. (2007). Night-time thoughts in high and low worriers: Reaction to caffeine induced sleeplessness. Behaviour Research and Therapy, 45, 715-727.
Ozminkowski, R. J., Wang, S., & Walsh, J. K. (2007). The direct and indirect costs of untreated insomnia in adults in the United States. Sleep, 30, 263-273.
Perlis, M. L., Smith, L. J., Lyness, J. M., Matteson, S. R., Pigeon, W. R., Jungquist, C. R., & Xin Tu. (2006). Insomnia is a risk factor for onset of depression in the elderly. Behavioral Sleep Medicine, 4, 104-113.
Preacher, K. J., & Hayes, A. F. (2008). Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in simple and multiple mediator models. Behavior Research Methods, Instruments, and Computers, 40, 879-891.
Radloff, L. S. (1977). The CES-D scale: a self-report depression scale for research in the general population. Applied Psychological Measurement, 1, 385-401.
Rieman, D., & Perlis, M. L. (2009). The treatments of chronic insomnia: a review of benzodiazepine receptor agonists and psychological and behavioral therapies.
Sleep Medicine Reviews, 13, 205-214.
Ritterband, L. M., Thorndike, F. P., Gonder-Frederick, G. A., Magee, J. C., Bailey, E. T., Saylor, et al. (2009). Efficacy of an internet-based behavioral intervention for adults with
insomnia. Archives of General Psychiatry, 66, 692-8.
Vanable, P. A., Aikens, J. E., Tadimeti, L., Caruana-Montaldo, B., & Mendelson, W. B. (2000). Sleep latency and duration estimates among sleep disorder patients: Variability as a function of sleep disorder diagnosis, sleep history, and psychological characteristics. Sleep, 23, 1-9.
Silber, M. H. (2005). Clinical practice: Chronic insomnia. New England Journal of Medicine, 353, 803-
810.
Smith, M. T., Perlis, M. L., Park, A., Smith, M. S, Pennington, J., Giles, D. E., et al. (2002). Comparative meta-analysis of pharmacotherapy and behavior therapy for persistent insomnia. American Journal of Psychiatry 159, 5-11.
Spinhoven, P., Ormel, J., Sloekers, P.P., Kempen, G.I., Speckens, A.E., & Van Hemert, A.M. (1997). A validation study of the Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS) in different groups of Dutch subjects. Psychological Medicine, 27, 363-370.
Spoormaker, V.I., Verbeek, I., Van den Bout, J., & Klip, E.C. (2005). Initial validation of the
SLEEP-50 questionnaire. Behavioral Sleep Medicine, 3, 227-246.
Suka, M., Yoshida, K., & Sugimori, H. (2003). Persistent insomnia is a predictor of hypertension in Japanese male workers. Journal of Occupational Health, 45, 344-350.
Sunnhed, R., & Jansson-Fröjmark, M. (2014). Are Changes in Worry Associated with Treatment Response in Cognitive Behavioral Therapy for Insomnia? Cognitive Behaviour Therapy, 43,
1-11.
Vincent, N., & Lewycky, S. (2010). Logging on for better sleep: RCT of the effectiveness of online treatment for insomnia. Sleep, 32, 807- 815.
