Academiejaar 2012 - 2013
Effecten van een residentiële behandeling bij depressie.
Jan Bonte
Promotor: Prof. Dr. G. Lemmens
Co-promotor: Dr. H. Tandt
Scriptie voorgedragen in de 2de Master in het kader van de opleiding
MASTER OF MEDICINE IN DE GENEESKUNDE
Deze pagina is niet beschikbaar omdat ze persoonsgegevens bevat.
Universiteitsbibliotheek Gent, 2021.
This page is not available because it contains personal information.
Ghent University, Library, 2021.
Voorwoord
Graag zou ik iedereen willen bedanken die dit werk mede mogelijk heeft gemaakt. In het bijzonder Dr. Hannelore Tandt voor het leggen van de fundamenten van de database, voor het geduld, de goede raad en de motiverende gesprekken, alsmede prof. Dr. G. Lemmens waarbij ik ook steeds terecht kon voor advies.
Verder wens ik de personeelsleden van het secretariaat van de universitaire dienst psychiatrie van het UZ Gent te bedanken voor het vriendelijk onthaal en het zoeken naar een plaats waar ik kon werken.
Ik wil ook iedereen bedanken die achter de schermen al aan de database heeft gewerkt.
Laatst maar niet minst wil ik de patiënten en hun partners die hebben meegewerkt aan dit onderzoek van harte bedanken, de vragenlijsten waren lang en vaak heel persoonlijk.
ABSTRACT 5
INLEIDING 7
MATERIALEN EN METHODEN 10
RESULTATEN 13
BASELINE ALGEMEEN 13
BECK DEPRESSION INVENTORY BASELINE 14
COPING BASELINE 16
HOPELOOSHEID BASELINE 25
TEMPERAMENT EN KARAKTER BASELINE 26
PARTNERS BASELINE 30
VEERKRACHT BASELINE 31
ANGST BASELINE 33
CORRELATIES BASELINE 34
6 WEKEN – UITKOMSTDETERMINANTEN 36
3 MAAND – ALGEMEEN 39
3 MAAND -‐ VEERKRACHT 41
3 MAAND – ANGST 42
3 MAAND – TCI 45
TEMPERAMENT EN KARAKTER, EEN VAST GEGEVEN? 47
DISCUSSIE EN CONCLUSIES 49
REFERENTIES 52
Abstract
Depressie is een vaak voorkomende aandoening met belangrijke repercussies op het welzijn van de patiënt en op zijn omgeving, de ziekte kent bovendien vaak een chronisch verloop.
Psychiatrische aandoeningen hebben ook vaak een vroegere aanvangsleeftijd vergeleken met veel chronische somatische aandoeningen. Er zijn aanwijzingen in de literatuur dat bepaalde eigenschappen, die patiënten onderscheiden van elkaar, het verloop en de uitkomst van een behandeling bij depressie kunnen voorspellen. Literatuur rond dergelijke uitkomstdeterminanten voor een Vlaamse populatie patiënten opgenomen voor de behandeling van depressie is vooralsnog schaars. Het doel van deze masterproef is om te toetsen of er factoren zijn die een prognostische waarde hebben.
Bij de start van het onderzoek kende de ernst van depressie en hopeloosheid geen verschillende verdeling tussen alleenstaande patiënten en zij die een relatie hadden.
Hopeloosheid kwam wel meer voor bij patiënten die al eerder depressieve klachten rapporteerden. Hoge mate van hopeloosheid kende bovendien een associatie met suïcidale ideatie. Hopeloosheid komt wel meer voor bij alleenstaanden op de drie maand beoordeling.
Laag scoren voor de schalen zelfsturend, sociaalgericht, coöperatief van de Temperament and character inventory TCI en de schaal actief aanpakken en geruststellende gedachten van de Utrechtse copinglijst UCL is een kenmerk dat veel patiënten met ernstige depressieve symptomen delen. Alsook hoog scoren voor leedvermijdend op de TCI, en vermijden maar vooral voor passief reactiepatroon op de UCL. Deze waarnemingen komen overeen met de zogenaamde externe locus of control. Verder worden patiënten met depressie gekenmerkt door hogere angstniveau’s volgens de stait and trait anxiety inventory STAI.
Hoge scores voor zowel de schaal prikkelzoekend als leedvermijdend van de TCI en lage scores voor de schaal actief aanpakken van de UCL kunnen bij de start van het onderzoek in
zekere mate een slechtere uitkomst voor de patiënt voorspellen. Ook hoge baseline scores voor hopeloosheid en lage veerkracht zijn voorspellers voor een minder goede uitkomst.
Hogere scores voor de schalen actief aanpakken en geruststellende gedachten van de UCL kunnen een indicatie vormen voor een betere prognose.
Er bestaat bovendien een positieve correlatie tussen de Beck depression inventory BDI score van patiënten en deze van hun partners. De kansen om remissie te bekomen zijn kleiner voor vrouwen en dalen met de leeftijd maar zijn niet afhankelijk van de relatiestatus.
Patiënten kennen gemiddeld een sterk significante toename van hun score op de schalen prikkelzoekend, sociaalgericht en zelfsturend en een afname van de scores op de schaal leedvermijdend van de TCI één jaar na de start van het onderzoek. Verrassend was er niet alleen een belangrijke gemiddelde toename van de scores voor de schaal zelfsturend in de remissiegroep maar een bijna even grote stijging in de groep die bij de tweede meting nog minstens een BDI score van 9 haalde.
Inleiding
Depressie komt vaak voor, prevalenties voor de Belgische bevolking worden, afhankelijk van de studie en de regio waar de onderzoekspopulatie werd gerecruteerd geschat tussen 15 en 34 % (1). Een belangrijke aanvangsleeftijd is er niet, de aandoening komt wel vaker voor in bepaalde leeftijdsgroepen (1).
Depressie wordt bovendien gekenmerkt door een aanzienlijke morbiditeit (2) en mortaliteit. Bruffaerts et al. rapporteerden dat 5 % van hun patiënten met depressie een suïcide poging ondergingen in het laatste jaar (1). Tot 15 % van de patiënten met majeure depressie zullen uiteindelijk een geslaagde suïcide ondergaan (3).
Ook aandoeningen zoals myocardinfarct, maligniteit, beroerte enzovoort gaan tot in 25 % van de gevallen gepaard met een (episode van) majeure depressie (3, 4). Deze comorbiditeit is daarbij een merker voor een slechtere uitkomst. (3). Bijna elk medisch specialisme komt zo op regelmatige basis met stemmingsstoornissen in contact.
Patiënten met depressie hebben bovendien gevoelig meer risico voor het ervaren van remmingen in de deelname aan het sociale gebeuren en familiale functioneren (1).
Ondanks de evidentie van de hoge prevalentie, de hoge morbiditeit en mortaliteit en het gegeven dat depressie en andere psychiatrische aandoeningen i.t.t. vele chronische somatische aandoeningen preferentieel jongere mensen treft is er minder maatschappelijke belangstelling dan voor een aantal somatische aandoeningen.
Tot op heden zijn er ook geen (routine) laboratorium of technische onderzoeken die de diagnose helpen ondersteunen. Diagnostiek berust daarom op observatie, gesprekken met de patiënt, eventueel afnemen van gestructureerde vragenlijsten en hetero – anamnese.
Depressie zou daarnaast, zij het in wisselende intensiteit, voor veel patiënten een chronisch karakter aannemen. Afhankelijk van de criteria en de opvolgtijd zou tot de helft van de patiënten niet of onvoldoende reageren op de gebruikelijke zorg en voor zij die wel genezen is de kans op herval reëel (5).
Depressie heeft bovendien niet alleen een belangrijke impact op de levenskwaliteit van de patiënt (1). Het is verder zo dat patiënten met depressie een substantieel aantal dagen van suboptimaal functioneren rapporteren, gelijklopend met de ernst van de depressie (1). Met andere woorden heeft depressie een aanzienlijk maatschappelijk belang (1) met een niet te onderschatten socio – economische impact.
Het belang van de financiële impact wordt gereflecteerd in de cijfers van het RIZIV. Er is in de periode 2005 - 2009 steeds een groei geweest van het aantal rechthebbenden dat invaliditeit genoot omwille van psychische aandoeningen. Deze vormen tevens voor de besproken tijdspanne jaar na jaar de belangrijkste oorzaak van invaliditeit, gevolgd door ziekten van het bewegingsstelsel en bindweefsel.
Deze trend zette zich ook voort in het jaar 2010, er zijn geen aanwijzingen dat dit een ander patroon zou volgen in de komende jaren waarvoor nog geen rapport beschikbaar is.
Het vaak chronische karakter van veel psychiatrische aandoeningen én de belangrijke impact op het functioneren leidt dus tot enorme kosten voor de gemeenschap. Zo werd voor het decennium 1990 – 2000 in de USA de kost van angststoornissen per jaar geschat op meer dan 42 miljard dollar, dit zelfs zonder de indirecte kosten (zoals veroorzaakt door lagere prestaties in de schoolloopbaan) in rekening te brengen (2). De tussenkomst van het RIZIV in medicijnen voor het zenuwstelsel bedroeg in 2009 453.181.298 euro en in 2010 467.251.176
De cijfers moeten wel genuanceerd worden omwille van het feit dat deze niet de medicatie bevatten verstrekt in ziekenhuizen, ook medicatie bevatten zoals slaapmiddelen en geneesmiddelen voor andere psychiatrische ziekten en ook medicijnen voor aandoeningen die grotendeels buiten de psychiatrische setting vallen (vb. multiple sclerosis, ziekte v.
Parkinson). Het persoonlijk aandeel van patiënten werd in deze cijfers eveneens niet meegerekend.
De vraag waarom sommige patiënten het beter zullen doen dan anderen kan men niet in één adem beantwoorden. De reden hiervoor zou kunnen gezocht worden in de multifactoriële etiologie van veel psychiatrische aandoeningen. In 1993 sprak Cloninger in dit verband van een psycho – biologisch model van temperament en karakter, waarbij temperament voor een belangrijk deel erfelijk zou zijn.
Dat patiënten bepaalde kwetsbaarheden vertonen voor het ontstaan en onderhouden van depressie is een hypothese waarvoor steeds meer evidentie uit onderzoek naar voor komt. Dit kan ten dele een verklaring vormen voor de wisselende succesen van behandeling en het frequente herval.
Indien bepaalde factoren een belangrijke rol spelen in het verloop en de uitkomst van depressie dan kan men zich de vraag stellen of deze beïnvloedbaar zijn. Hoewel dit zeer ambitieus is, zijn er aanwijzigingen in de literatuur dat een meer intensieve aanpak van psychiatrische aandoeningen kosten effectief kan zijn (2). Het blijft in eerste instantie belangrijk om deze variabelen te identificeren.
Materialen en methoden
Vanwege de hoge prevalentie en de belangrijke impact die depressie kan hebben op de levenskwaliteit van patiënten werd gekozen voor dit onderwerp als masterproef.
Er is in de literatuur groeiende belangstelling voor bepaalde factoren die een slechtere uitkomst bij de behandeling van stemmingsstoornissen kunnen voorspellen. Dit is een nog grotendeels onontgonnen gebied. Bestaand onderzoek naar uitkomstdeterminanten is daarom, zeker voor een Vlaamse populatie, vooralsnog beperkt.
De hypotheses die we wensen te toetsen is dat personen die remissie genieten in een aantal zaken verschillen van zij die geen remissie bekomen of vroegtijdig hervallen. Een vraag die daar onmiddellijk uit volgt is of deze verschillen een prognostische waarde hebben.
Verder willen we nagaan of patiënten gelijkaardige dan wel gewijzigde scores laten registreren voor de indices van temperament en karakter volgens de temperament and character inventory bij de start van het onderzoek en één jaar nadien.
Het specifieke doel van deze masterproef bestond daarom uit het schetsen van een profiel van de patiënten die werden geïncludeerd in het onderzoek, het longitudinaal opvolgen van deze patiënten en te bepalen of er factoren zijn die de uitkomst van een residentiële behandeling kunnen voorspellen.
Relevante literatuur werd gezocht in PubMed, op internet, in boeken en in handleidingen van zelfbeoordelingslijsten. Sleutelwoorden bij de opzoekingen in Pubmed waren:
Depression, outcome determinants, personality dissorders, prognosis, relapse, temperament and character inventory
uitkomst van een residentiële behandeling bij depressie. Deze studie werd goedgekeurd door het ethisch comité van het Universitair Ziekenhuis Gent. De verzameling van gegevens was aanvankelijk bedoeld voor een studie naar de invloed van een relatie op het ziekteverloop. De data werden in deze masterproef gebruikt voor een secundaire analyse.
Zelfrapportage is een belangrijk instrument bij onderzoek naar depressie, daarom werd ook in deze studie gebruik gemaakt van dergelijke vragenlijsten, de database die hieruit ontstond werd door een psychiater van de universitaire dienst voor psychiatrie van het UZ Gent aangevuld met elementen die niet konden worden beoordeeld aan de hand van zelfrapportage door patiënten.
Patiënten kregen vragen omtrent demografische gegevens, relevante voorgeschiedenis, vaak voorkomende manieren van omgaan met problemen volgens de Utrechtste copinglijst en temperament en karakter volgens de temperament and character inventory. Ook werd gepeild naar de mate van hopeloosheid met de Beck hopelessness scale en de ernst van depressie met de Beck depression inventory.
Verder werd gebruik gemaakt van de state and trait anxiety inventory om gevoelens van angst te meten en van de resilience scale om veerkracht te scoren.
Voor de verwerking en analyse van de gegevens werd gebruik gemaakt van IBM spss statistics 21. Algemeen werd de volgende rode draad gevolgd in de statistische benadering:
voor de meeste vragenlijsten werden beschrijvende parameters gegeven, verder werden in de verschillende hoofdstukken analyses uitgevoerd om na te gaan of deze steekproeven dezelfde onderliggende distributie hadden voor bepaalde variabelen. Indien zij significant van elkaar verschilden werden ze stapsgewijs ingevoerd in geschatte logistische regressiemodellen om hun predictieve waarde te beoordelen. Ook is er op regelmatige tijdstippen aandacht besteed aan correlaties.
Omdat scores op de vragenlijsten meestal geen normale verdeling volgen werd steevast gekozen voor de niet parametrische versies van hypothesetesten (vb. Wilcoxon i.p.v.
Student’s t) hoewel voor de volledigheid dient te worden vermeld dat lichte afwijkingen van de Gaussiaanse verdeling niet zo’n grote invloed zouden gehad hebben indien toch werd gekozen voor de paramatrische variant.
Resultaten
Baseline algemeen
De patiëntengroep bestond uit 89 mannen (42,6 %) en 120 vrouwen (57,4 %). De leeftijdsrange was 56 jaar, van 18 jaar tot 74 jaar met als gemiddelde leeftijd 40 jaar. In tegenstelling tot vele chronische somatische aandoeningen hebben psychiatrische aandoeningen vaker een vroegere aanvangsleeftijd (2). In een meta – analyse van de WHO was de mediane leeftijd voor een eerste depressieve episode meestal gelegen tussen 25 – 50 jaar (2).
Ongeveer 33 % van de patiënten had een participerende partner. 24 % had kinderen in een vorige relatie en 36 % had kinderen in de huidige relatie. Er werd geen associatie gevonden tussen het hebben van een relatie (i.c. LAT, gehuwd, samenwonend) of alleenstaand zijn enerzijds en minstens 14 scoren op de BDI bij opname anderzijds. De ernst van depressieve symptomen verschilde dus niet significant volgens relatiestatus (P = 0,791)
Ook gevoelens van hopeloosheid hadden een gelijkaardige verdeling tussen alleenstaanden en patiënten in een relatie. Drie kwart van de patiënten rapporteerde een vorige depressieve episode.
Iets meer dan 11 % was werkloos en 2 % was invalide. Van de actieve groep maakten bedienden met iets meer dan 43 % het grootste deel uit, arbeiders daarentegen vertegenwoordigden slechts 17 %. 12 % van de patiënten was student.
Beck Depression Inventory baseline
Patiënten scoorden gemiddeld 27 (S.D. 15) op de Beck Depression Inventory Figuur 2 toont de proportionele verdeling van deze patiënten volgens BDI score.
Bij het schatten van een logistisch regressiemodel met de BDI score van patiënten op baseline als covariabele en de variabele unipolaire depressie als uitkomst en daarna het uitvoeren van een ROC - analyse werd een area under the curve gevonden van 0,81 (P = 0,003 en 95 % B.I. voor AUC = 0,67 – 0,95). Dit laat toe om te besluiten dat het model op basis van de BDI een goed discriminerend had bij het voorspellen van unipoalire depressie.
Bij een cut off waarde van 0,5 voor de geschatte probabiliteiten was de sensitiviteit 100 % maar de specificiteit slechts 11 %. De auteurs van de BDI wijzen er op dat dit instrument enkel gebruikt dient te worden als een maat voor ernst van depressie en niet als diagnostisch middel (7). Indien afgenomen bij patiënten waarbij een klinisch vermoeden van depressie bestaat is de positief en negatief predictieve waarde van de BDI aanvaardbaar door de grotere a priori kans op depressie.
Figuur 1
Men kan, overeenkomstig de onderzoeksdoeleinden, verschillende afkapwaarden gebruiken afhankelijk of men een zo groot mogelijk aantal personen met depressieve symptomen wenst op te sporen of een zo zuiver mogelijke groep patiënten met ernstige depressieve klachten (7). De onderzoekers naar CUDOS (clinically usefull depression outcome scale) die depressie tracht in te schatten door nauw aan te leunen tegen de DSM – IV criteria opteerde in het onderzoek naar de psychometrische gegevens van hun schaal bewust voor een opvolgperiode van één week. Ook al zou dit problemen kunnen geven met het feit dat de periode waarover patiënten in de DSM beoordeeld worden veertien dagen bedraagt. Dit leverde voor de CUDOS hogere sensitiviteit op ten koste van specificiteit.
Een logistisch regressiemodel met eerst een BDI score ≥ 9 en daarna een BDI score ≥ 14 als verklarende categorische variabelen en opnieuw de as I diagnose “unipolaire depressie”
als uitkomst variabele leidde tot een verbetering van de specificiteit (maar afname van de sensitiviteit) bij het gebruik van de BDI waarde 14 als grens voor (belangrijke) depressieve symptomatologie.
Om een zo zuivere groep met depressie te bekomen werd daarom dus in sommige analyses de waarde 14 als grens gebruikt voor gevallen waarin patiënten in een dichotome variabele moesten worden ingedeeld (wel/geen belangrijke depressieve klachten). Volgens de handleiding van de BDI stemt de waarde ≥ 14 overeen met licht t.e.m. ernstig depressief (7).
Figuur 2
Coping baseline
Hoe men over het algemeen met moeilijke situaties omgaat, praktisch en/of cognitief, lijkt te worden gekenmerkt door een stijl die men relatief consistent hanteert (8). Bepaalde vormen van coping kunnen over verschillende situaties heen gunstige of ongunstige invloeden hebben op het psychisch welzijn. Men kan de definitie van effectief copinggedrag niet los zien van de context waarin ze gebruikt wordt.
Deze conceptualisering van coping als een persoonlijkheidskenmerk waarbij individuen met een zekere regelmaat gelijkaardig copinggedrag laten zien zonder dat dit permanent hoeft te zijn, laat toe te veronderstellen dat bepaalde vormen van omgaan met problemen aan patiënten kunnen worden aangeleerd.
Bij het opstellen van de normgroepen voor de UCL gingen Shruers et al. als volgt te werk:
Zeer hoog 95e percentiel ≤ score
Hoog 80e percentiel ≤ score < 95e percentiel
Gemiddeld 20e percentiel ≤ score < 80e percentiel
Laag 5e percentiel < score < 20e percentiel
Zeer laag score < 5e percentiel
Daarbij waren 2 normgroepen met ‘normalen’ van belang om te vergelijken met onze patiëntengroep. De eerste was de groep met mannen tussen 19 – 65 jaar bestaande uit werknemers van de Nederlandse spoorwegen (N = 1140) en een aselecte groep uit de Nederlandse bevolking (N = 281). Voor de volledigheid dienen we te vermelden dat de groep werknemers van de NS ook een klein aantal vrouwen bevatte (N = 65). De steekproef bevatte subjecten uit alle socio – economische klassen, de gemiddelde leeftijd was nagenoeg dezelfde als deze van onze patiënten (43 jaar). De tweede steekproef bestond uit een groep vrouwelijke verpleegkundigen samengenomen met een aselecte steekproef uit de Nederlandse bevolking (N = 712 vrouwen). Op basis van de waarden die correspondeerden met de percentielgrenzen kon onze patiëntengroep volgens geslacht en volgens score in deze 5 groepen ingedeeld worden. Dit leverde volgende resultaten op:
Meteen valt op dat een belangrijk deel van de patiënten laag of zeer laag scoort voor actief aanpakken (in de normgroepen vertegenwoordigen beide categoriën samen, uiteraard omwille van de percentielgrenzen, slechts 20 % van de waarnemingen). Bij de mannen scoort maar liefst 35 % in de range zeer laag – laag en bij de vrouwen zelfs meer dan 50 %. Bij de mannen scoort 25 % zeer laag (terwijl in de normgroep voor deze categorie slechts 5 % van de gegevens genomen werd) en bij de vrouwen zelfs meer dan 35 %. Hieruit kunnen we besluiten dat een aanzienlijk deel van onze patiënten, indien geconfronteerd met problemen, niet bij voorkeur de situatie evalueert om daarna het probleem aan te pakken. Zij zijn hierbij niet in staat om op een gerichte manier de stressor(en) het hoofd te bieden. Ook de klasse met gemiddelde scores is voor beide geslachten beduidend kleiner dan de 60 % die gekozen werd voor de normgroepen.
De UCL meet bij de schaal palliatieve reactie eigenlijk vooral sociaal aanvaarde vormen van stressreductie zoals je gedachten verzetten, eten, drinken, roken en sporten (8). Portzky merkte reeds op dat de correlatie met de veerkracht schaal sterker had kunnen zijn indien ook sociaal niet aanvaarde manieren van ontspannen zoals automutilatie, middelenmisbruik, agressie enz. werden gescoord (9). Voor deze vormen van ‘ontspanning’ scoren mannen hoger dan vrouwen in onze patiëntengroep.
55 % van de vrouwen en 40 % van de mannen scoort hoog tot zeer hoog voor vermijden, dit komt overeen met: “gevoelens van (sociale) inadequatie, een lage zelfwaardering, hoge angstdispositie, irrationele ideeën en correleert positief met psychisch en lichamelijk onwelbevinden” (8). “Daarnaast blijkt een lage actiebereidheid en een emotiegerichte manier van omgaan met moeilijke situaties” (8).
Voor vrouwen is er zowel een aanzienlijke groep die laag scoort voor het zoeken van sociale steun als een groep die hoog scoort. Mannen scoren voor een groot deel hoog op deze schaal. Portzky heeft een interessante hypothese voor dit verschijnsel, naast het zoeken van begrip zouden patiënten ook daadwerkelijk verwachten dat personen waarbij ze steun zoeken hun problemen voor hen zullen oplossen en dit vooral indien zij tevens laag scoren voor actief aanpakken en hoog voor vermijden en passief reactiepatroon (9).
Op de schaal passief reactiepatroon (voorheen depressief reactiepatroon) scoren tot drie kwart van de patiënten, zowel mannen als vrouwen zeer hoog. Het lijkt een sleutelkenmerk van de depressieve ‘lethargie’ en wordt gekenmerkt door een onvermogen om iets aan de situatie te veranderen, “men lijkt geheel in beslag genomen door problemen” (8).
Expressie van emoties verwijst naar de mate van het uitdrukken van gevoelens van ongenoegen, vrouwen laten een dubbel patroon zien, een aantal scoort hoger en een aantal scoort lager dan ‘normaal’. Voor mannen is de verdeling niet zo verschillend van hun normgroep.
Het hanteren van geruststellende gedachten kan gezien worden als een gebrekkige copingstijl indien dit leidt tot het op de lange baan schuiven van problemen. Gebruiken van geruststellende gedachten kan eveneens de fase vormen die het actief aanpakken vooraf gaat en zo als aangepaste copingstijl gelden (8).
De combinatie van lage scores voor actief aanpakken en hoge scores voor vermijden, sociale steun zoeken en passief reactiepatroon lijkt kenmerkend te zijn voor een externe locus of control, patiënten hebben de indruk niet veel controle op hun leven te hebben (9).
opname (P < 0,001). De Spearman correlatiecoëfficiënt voor deze schalen bedraagt 0,70 (P <
0,001).
Wat betreft voorspellend vermogen van de UCL vinden we bij logistische regressie als impact van de schaal actief aanpakken als covariabele een odds ratio van 0,754 (P < 0,001), met andere woorden zal elk punt dat patïenten scoren op deze schaal zich vertalen in een afname van de odds met bijna 25 % om tot de categorie BDI ≥ 14 te worden toegewezen.
Palliatieve reactie (P = 0,246), vermijden (O.R. 1,187; P < 0,001), sociale steun zoeken (P = 0,077).
Hoog scoren op de schaal passief reactiepatroon zou verband houden met emotionele instabiliteit (8). Er zou bovendien een associatie bestaan met angst en depressieve symptomen (8). 52,7 % van de variantie binnen de variabele BDI ≥ 14 kan verklaard worden door de score op deze schaal (Nagelkerke R square), het model had een specificiteit van 58 % en een sensitiviteit van 96 % bij het toewijzen van patiënten in de correcte categorie.
Met een odds ratio van 1,600 en P < 0,001 (95 % B.I voor O.R. 1,413 – 1,807) kunnen we stellen dat per punt een patiënt scoort op deze schaal er een toename is van 60 % in de odds om te behoren tot de groep matige t.e.m. ernstige depressie (i.c. vanaf BDI ≥ 14).
Expressie van emoties leverde geen bijdrage aan het voorspellen van depressie (P = 0,264). Geruststellende gedachten was eveneens een belangrijke voorspeller (O.R. 0,657; P <
0,001).
Figuur 3 toont de mediaan en spreiding voor de UCL schalen, patiënten die minstens een BDI score van 14 halen wijken hierbij voor een aantal items sterk af van zij die minder dan 14 scoorden.
Tabel 1 toont de correlatiecoëfficiënten voor de schalen van de UCL voor patiënten die op baseline minstens een BDI score van 9 halen.
Tabel 1
Spearman correlatiecoeëfficiënten voor de UCL schalen Actief
aanpakken
Palliatieve reactie
Vermijden Sociale steun zoeken
Passief reactiepatroon
Expressie van emoties
Geruststellende gedachten
Actief aanpakken
rs .227 -.120 .318*** -.402*** .042 .563***
P .005 .145 < 0.001 < 0.001 .608 < 0.001
Palliatieve reactie
rs .133 .049 -.088 .068 .278***
P .101 .545 .283 .399 < 0.001
Vermijden
rs -.188* .331*** -.135 .079
P .020 < 0.001 .098 .333
Sociale steun zoeken
rs -.132 .169* .101
P .106 .035 .206
Passief reactiepatroon
rs -.121 -.378***
P .139 0.001
Expressie van emoties
rs .017
P .831
Geruststellende gedachten
rs P
Er is een relatief grote negatieve correlatie tussen actief aanpakken en passief reactiepatroon. Zoals eerder gezegd kan een hoge score op de schaal geruststellende gedachten zowel effectief als niet effectief copinggedrag zijn. Deze schaal correleert zowel met palliatieve reactie en passief reactiepatroon enerzijds maar nog sterker met de schaal
Figuur 3
Patiënten verschillen significant (P <0,01) voor de schaal actief aanpakken en sterk significant voor de schaal passief reactiepatroon (P < 0,001)
Hopeloosheid baseline
De gemiddelde score van geïncludeerde patiënten voor de Beck Hopelesness Scale op baseline was 10 (S.D. 5,4). De proportie patiënten met ernstige gevoelens van hopeloosheid (BHS ≥ 9) was groter in de groep die rapporterteerde zich ooit al een periode van twee weken of langer depressief gevoeld te hebben, of nergens zin in gehad te hebben (P = 0,019 N = 76).
Met andere woorden werd een eerste episode van depressie minder vergezeld door gevoelens van hopeloosheid.
Patiënten met dergelijke score’s op de BHS hebben een aanzienlijk gestegen risico (11 keer meer kans) om in de komende 10 jaar een geslaagde zelfmoordpoging te ondergaan, het absolute risico blijft echter laag (10). Omdat men niet kan voorspellen welke patiënten effectief een suïcidepoging zullen ondergaan, valt het aan te bevelen om patiënten met dit gestegen risico meer nauwlettend te observeren (10).
Gevoelens van hopeloosheid komen significant meer voor in de groep die aangeeft suïcideplannen te hebben en deze eventueel tot uitvoer te brengen (BDI item 9 “suïcidale gedachten of wensen” score ≥ 2, Mann – Whitney U – test). Dit toont dat er inderdaad een belangrijke interactie bestaat tussen gevoelens van hopeloosheid en suïcidale ideatie. Dit zowel voor mannen (P = 0,002) als vrouwen (P < 0,001). In deze groep patiënten die aangeeft suïcidegedachten of plannen te hebben, zijn de BHS scores bovendien gevoelig hoger voor vrouwen (N = 43; P = 0,022).
Voorts verklaart de BHS score van patiënten op baseline 65,3 % van de variantie (O.R.
1,897; P < 0,001) binnen de variabele “unipolaire depressie”, dit is een illustratie van de waarneming dat veel experts hopeloosheid zien als een sleutelelement van depressie (10).
Temperament en karakter baseline
Bij het opstellen van normgroepen voor de hoofd – en subschalen in de Nederlandse handleiding van de TCI werden resultaten van de algemene Nederlandse (N = 399) en Vlaamse (N = 635) populaties samen genomen, dit was te rechtvaardigen omdat minder dan
seksen voor de schalen leedvermijdend, sociaalgericht en coöperatief (11). Voor hun patiënten normgroep (N = 170) werd bijkomend een verschil gezien voor zelftranscendent (11).
In onze totale studiepopulatie (N = 211) was er een verschil voor prikkelzoekend (P = 0,048) en sociaalgericht (P < 0,001) tussen de geslachten, waarbij vrouwen hoger scoorden dan mannen.
Selectie van patiënten die op baseline minstens 14 scoorden op de BDI leverde significant verschillende resultaten tussen de seksen voor leedvermijdend ( P = 0,05) en sociaalgericht (P
= 0,001), waarbij vrouwen hoger scoorden dan mannen voor beide variabelen.
Voor wat betreft de TCI hoofdschalen als voorspeller van belangrijke depressieve klachten (BDI ≥ 14) konden volgende resultaten worden genoteerd: prikkelzoekend (O.R.
0,898; P < 0,001), leedvermijdend (O.R. 1,281; P < 0,001) met 55,4 % van de variantie verklaard door deze variabele (Nagelkerke R square). Het model met de schaal leedvermijdend had een specificiteit van 59 % en een sensitiviteit van 94 % in het voorspellen van matige tot ernstige depressie bij de start van het onderzoek.
Hoge score’s op de leedvermijdend hoofdschaal betekenen dat individuen onzeker of angstig zijn in de meeste situaties waarin anderen zich geen zorgen zouden maken (12).
Bovendien zijn ze zeer gevoelig voor afkeuring en zijn snel vermoeid (12). De constructie van deze schaal lijkt een aantal belangrijke aspecten van depressie te bevatten. Vooral de subschaal “dwangmatig - piekerend versus ongeremend – optimisme” scoort 2 belangrijke onderdelen van depressie, nl: het pessimistisch piekeren en het dwangmatig piekeren over gebeurtenissen of gevoelens die in het verleden liggen, het zogenaamde rumineren.
Een hoge score op de tweede subschaal “onzekerheidsangst” kan betekenen dat een persoon niet over voldoende flexibiliteit beschikt om zich aan te passen aan de gewijzigde omstandigheden die bepaalde ingrijpende gebeurtenissen met zich meebrengen.
Voldoende zelfzekerheid en assertiviteit spelen een belangrijke rol in het dagelijks samenwerken met anderen, personen die hoog scoren op de derde subschaal “verlegen” lijken problemen te ondervinden om in sociale omgang het hoofd boven water te houden (12).
De vierde subschaal “kwetsbaar versus energievol” bevat een element van draagkracht, hoger scoren zou betekenen dat personen sneller vermoeid zijn dan anderen bij dezelfde draaglast. Eerder onderzoek door Mulder et al. rapporteerde een hoge score voor de hoofdschaal “leedvermijdend” bovendien als voorspeller van een slechtere outcome (5).
Een hogere score voor sociaalgericht vertaalt zich in een afname van de odds (10 % per punt) om tot de categorie matige t.e.m. ernstige depressie te behoren bij opname (O.R. 0,897;
P = 0,016). Mulder et al. merkten reeds op dat bepaalde shizoïde persoonlijkheidskenmerken waarvan lage sociaalgerichtheid een onderdeel uitmaakt een slechtere uitkomst van behandeling bij depressie kunnen voorspellen (5).
De score’s voor de hoofdschaal sociaalgericht zijn bovendien consistent hoger voor vrouwen over de verschillende steekproeven heen. Een voordeel van hoge scores op deze schaal is dat het onderhouden van goede relaties vlotter verloopt, een nadeel is dat deze sociale gevoeligheid kan leiden tot een verlies aan objectiviteit (12).
Volhardend (p = 0,214) bracht niks bij tot de diagnose depressie. De zelfsturend variabele daarentegen verklaarde 48% van de variantie (Nagelkerke R square 0,480; Hosmer en
schaal (O.R. 0,788; P < 0,001). Personen met een hoge score op deze schaal slagen er in hun gedrag bij te sturen in overeenstemming met hun doelen (12).
Hoog scoorders op de schaal coöperatief geven er de voorkeur aan om met anderen samen te werken of andere mensen te helpen, zij die verkiezen om alleen te opereren worden vaak gekenmerkt door lagere scores (12). Ook deze hoofdschaal is een significante voorspeller (O.R. 0,882; P < 0,001). Zowel zelfsturend als coöperatief hebben een hoge sensititviteit om patiënten op baseline in de juiste categorie te plaatsen (resp. 92,7% en 100%) maar een totaal gebrek aan specificiteit. Dit betekent dat zowel lage zelfsturendheid als lage coöperativiteit bijna obligaat samengaan met depressie maar lang niet exclusief bij deze aandoening voorkomen.
Zelf – transcendent heeft in het model geen significante voorspellende waarde (P = 0,793). Figuur 4 toont de spreiding voor de schalen van de TCI, de grote verschillen tussen beide groepen patiënten voor “leedvermijdend” en “zelfsturend” vallen op.
Figuur 4
Partners baseline
Van de 67 partners die een geschreven informed consent hadden verleend vulden 66 de BDI in. De gemiddelde score was 8,9 (S.D. 9,4). Opvallend behoorde 12 % van de partners tot de categorie licht depressief, 7,6 % tot de categorie matig depressief en 4,5 % tot de categorie ernstig depressief. Een verklaring voor deze (hoger dan normale) prevalentie van depressieve gevoelens kan gezocht worden in problemen met specificiteit van de BDI, de hoge prevalentie van depressieve symptomen in een normale populatie of de weerslag van het
Deze prevalentie is echter duidelijk hoger (tot twee maal) dan de éénjaarsprevalentie gevonden door Bruffaerts et al. voor geïndustrialiseerde landen (1). Dat depressieve symptomen zo vaak voorkomen bij de partners van patiënten met depressie kan dus niet volledig worden verklaard door de relatief hoge prevalentie van depressie in een ‘normale’
populatie. Er bestaat trouwens een significant positieve correlatie tussen de BDI score van patiënten en deze van hun partners bij opname ( P = 0,029 en spearman’s rho = 0,273).
Veerkracht baseline
Nadat de subjectieve inschatting van het suïcidaliteitsrisico van een aantal patiënten door artsen van spoed – en wachtdiensten van het UZ Gent tot dramatische gevolgen had geleid werd een werkgroep belast met de taak om deze schatting in de toekomst accurater te maken, een onderdeel hiervan was het vergelijken van de subjectieve score’s voor veerkracht die artsen hadden toegekend met de scores die patiënten haalden op de RS – nl zelfbeoordelingslijst (9). geen enkele correlatie was significant op tenminste het 0,05 niveau (9). Dit heeft aangetoond dat het subjectief inschatten van veerkracht onbegonnen werk is.
Tabel 2 laat zien dat er sterk significante negatieve correlaties bestaan tussen veerkracht ernst van depressie en hopeloosheid. Zo zijn lage scores voor de RS – NL eveneens een alarmsignaal voor een verhoogd risico op suïcidaliteit (9).
Tabel 2
Correlaties
RS - NL BDI BHS
RS - NL
rs -,623*** -,598***
P < 0,001 < 0,001
N 150 139
BDI
rs ,673***
P < 0,001
N 147
BHS
rs P N
RS – NL: resilience scale Nederlands, BDI: Beck Depression Inventory, BHS: Beck hopelessness scale, rs Spearman’s correlatiecoëfficiënt.
De auteurs van de Nederlandse vertaling van de RS zijn van mening dat veerkracht best kan gezien worden als een persoonlijkheidskenmerk dat voor een belangrijk deel erfelijk is, zij erkennen wel dat therapeutische interventie en/of positieve leerervaringen een invloed kunnen hebben op de mentale draagkracht van patiënten, er is echter geen evidentie dat veranderingen in veerkracht blijvend zouden zijn (9).
150 patiënten die op baseline minstens een BDI score van 9 haalden hadden ook een RS ingevuld. De gemiddelde score was 63,9 (S.D. 13,9) met range tussen 34 – 97.
Hoewel er een zekere overlap bestaat tussen coping en veerkracht, vooral wat betreft de cognitieve aspecten, onderscheidt veerkracht zich van coping doordat veerkracht na de coping komt (9). Terwijl copingstijlen bepalen hoe men met moeilijke omstandigheden omgaat op het moment zelf, bepaalt veerkracht hoe men deze verwerkt in de periode die na de eigenlijke coping volgt.
Veerkracht kan het best gezien worden als een soort mentale draagkracht, in deze context werd er dan ook een relatief sterke correlatie met een subschaal van leedvermijdend
“kwetsbaar versus energievol” gevonden (rs = - 0,46; P < 0,001).
Volgende correlaties, waarvan sommige niet significant, tussen veerkracht en andere schalen werden gevonden.
Positieve correlaties werden waargenomen met de UCL schalen actief aanpakken (rs = 0,68; P < 0,001), palliatieve reactie (rs = 0,14; P = 0,087), sociale steun zoeken (rs = 0,22; P = 0,008), expressie van emoties (rs = 0,01; P = 0,249), geruststellende gedachten (rs = 0,53; P <
0,001).
Met de TCI schalen prikkelzoekend (rs = 0,17; P = 0,052), sociaalgericht (rs = 0,16; P = 0,066), volhardend (rs = 0,26; P = 0,001), zelfsturend (rs = 0,65; P < 0,001), coöperatief (rs = 0,15; P = 0,085), zelftranscendent (rs = 0,25; P = 0,003).
Negatieve correlaties werden gevonden tussen veerkracht en de UCL schalen passief reactiepatroon (rs = - 0,63; P < 0,001) en vermijden (rs = - 0,20; P = 0,015).
Ook met toestandsangst (rs = - 0,58; P < 0,001), angstdispositie (rs = - 0,61; P < 0,001), Beck Hopelesness Scale (rs = - 0,60; P < 0,001), Beck Depression Inventory (rs = - 0,62; P <
0,001) en de TCI schaal leedvermijdend (rs = - 0,67; P < 0,001) werden belangrijke negatieve correlaties waargenomen. De scores op de RS veerkracht schaal hadden geen voorspellend vermogen om bij opname de diagnose unipolaire depressie te ondersteunen.
Angst baseline
74% van de patiënten die op baseline een BDI hadden ingevuld (N = 209) scoorden minstens 14. Beide groepen verschilden zeer significant (Mann – Whitney U – test P < 0,001)
van elkaar voor zowel angstdispositie als toestandsangst (volgens STAI – DY 1 & 2). Daarbij kon besloten worden dat angst veel meer voorkwam in de groep met BDI score ≥ 14. Louter op basis van de STAI scores valt het evenwel niet uit te sluiten dat de groep die minder dan 14 scoorde op de BDI patiënten bevatte die leden aan een angststoornis.
Het logistische regressiemodel met toestandsangst en angstdispositie als covariabelen verklaarde 81,3 % van de variantie binnen de variabele BDI ≥ 14 (Nagelkerke R square) bij opname. Er is een grote discrepantie tussen de geobserveerde en de voorspelde probabiliteiten (Hosmer en Lemeshow, P = 0,965). Het model had een specificiteit van 86 % en een sensitiviteit van 96 % in het voorspellen van de plaats van de patiënt binnen de correcte categorie.
In het model was enkel de angstdispositie een goede voorspeller voor depressie (odds ratio: 1.23, P < 0,001) en niet de toestandsangst. Men kan concluderen dat per punt patiënten meer scoren op de STAI – DY 2 er een toename is van de odds met 23 % om een BDI score te halen ≥ 14 bij baseline.
Een scatterdiagram laat een lineair verband zien, de Spearman correlatiecoëfficiënt voor de scores van de BDI en de DY2 score bedraagd 0,627 (P < 0,001). Het valt niet met zekerheid te zeggen of deze waarnemingen betekenen dat angst een belangrijk onderdeel uitmaakt van depressie of dat dit eerder een reflectie is van een gebrek aan specificiteit van de BDI.
Correlaties baseline
De handleiding van de UCL vermeld dat er belangrijke associaties bestaan tussen de
klachten en kenmerken van emotionele instabiliteit anderzijds (8). Tabel 3 toont de belangrijkste bevindingen voor onze patiënten.
Er werden sterk positieve correlaties gevonden tussen de UCL schaal passief reactiepatroon en gevoelens van hopeloosheid (rsBHS 0,72) en angst (rsDY1 0,73 en rsDY2 0,82).
Tussen gevoelens van hopeloosheid en angst (rsDY1 0,73 en rsDY2 0,79) werd eveneens een positieve correlatie gevonden. Hoewel deze bevindingen geen causaliteit aantonen wordt toch verwezen naar het voorspellend vermogen van de schaal passief reactiepatroon.
Er kon besloten worden dat er geen associaties waren tussen enerzijds de leeftijd van patiënten en anderzijds de schaal passief reactiepatroon de BHS en de STAI – DY1 en DY2.
Belangrijke positieve correlaties werden wel gevonden tussen symptomen van depressie enerzijds (volgens BDI score) en angstdisposite (rsDY2 0,79), angsttoestand (rsDY1 0,73) en gevoelens van hopeloosheid (volgens BHS, rs 0,80) anderzijds.
Er kon niet besloten worden of depressieve gevoelens verantwoordelijk zijn voor angst of gevoelens van hopeloosheid of net andersom. Het is zelfs mogelijk dat er nog andere variabelen zijn die de correlaties verklaren.
Zo kan angst onderdeel uitmaken van de symptomatologie van een as I aandoening (i.c.
majeure depressieve episode) of op zich verantwoordelijk zijn voor het ontstaan van bepaalde depressieve klachten. Of depressie en angst worden verklaard door een derde variabele zoals een andere DSM as I aandoening (vb. Schizofrenie).
Tabel 3
Spearman Correlatiecoëffciënten: Patiënten bij opname Passief
reactiepatroon UCL
BHS Toestandsangst DY1
Angstdispositie DY2
Leeftijd
Passief reactiepatroon UCL
rs .717*** .727*** .823*** -.083
P < 0.001 < 0.001 < 0.001 .250
N 184 184 176 192
BHS
rs .730*** .789*** -.055
P < 0.001 < 0.001 .462
N 176 170 183
Toestandsangst DY1
rs .877*** -.024
P < 0.001 .752
N 171 183
Angstdispositie DY2
rs -.077
P .313
N 174
Leeftijd
rs P N
UCL: Utrechtste copinglijst; BHS: Beck Hopelesness Scale; DY: versie Y Nederlands
6 weken – uitkomstdeterminanten
Leeftijd, geslacht, beroep en burgerlijke stand leverden afzonderlijk geen significante bijdrage in het voorspellen van de uitkomst BDI ≤ 9 en ook niet van de uitkomst voldoende antwoord op behandeling (BDI afname van minstens 50 %). Deze factoren samen genomen hadden beide modellen wel enig discriminerend vermogen, zo werd bij het eerste model (N = 61; uitkomst BDI ≤ 9) globaal 80% en bij het tweede model (N = 65; BDI afname van minstens 50%) globaal 77 % van de patiënten in de correcte categorie geschat.
De duur van de depressieve klachten bij opname kon niet voorspellen of patiënten 6 weken later in remissie zouden zijn of voldoende reageren op behandeling (P = 0,140 en P = 0,206).
Wanneer de remissiegroep werd vergeleken (Mann – Whitney U – test) met de andere dan verschilden zij niet significant in baseline score voor de BHS (N = 63). De mate van
Alcoholmisbruik of afhankelijkheid, angststoornis of as II aandoening (persoonlijkheidsstoornis) op baseline waren eveneens geen indicatoren voor de uitkomst.
Behalve voor de schaal passief reactiepatroon (N = 60; P = 0,024) konden voor de UCL schalen ook geen baseline verschillen genoteerd worden tussen de remissie groep en de andere groep. De groep die op 6 weken niet in remissie was scoorde bij de start van het onderzoek hoger voor deze schaal.
Bij patiënten die bij opname ernstige depressieve klachten (BDI ≥ 14) hadden werd 32,5% van de variantie binnen de remissie variabele op 6 weken verklaard door het logistische regressie model met de UCL schalen als covariabelen.
De literatuur suggereert dat bepaalde persoonlijkheidskenmerken een slechtere uitkomst voor de patiënt al van op baseline kunnen voorspellen (5). Zo vonden Cloninger et al. in hun psychobiologisch model van temperament en karakter dat hoge scores op de hoofdschaal leedvermijdend van hun TCI een maat waren van de vatbaarheid voor depressie en dat hoge scores op de hoofdschaal zelfsturend een indicatie zouden zijn van het hebben van een zekere weerbaarheid tegen het ontstaan van depressie (12).
Er zijn inderdaad aanwijzingen in de literatuur dat bepaalde as II stoornissen (persoonlijkheidsstoornissen) of ruimer gesproken, persoonlijkheidskenmerken een slechte uitkomst van behandeling bij depressie kunnen voorspellen (5, 13). Het gaat hierbij over shizoïde persoonlijkheidskenmerken waarvan lage sociaalgerichtheid een belangrijk deel uitmaakt en/of een hoge score voor leedvermijdend (5).
Voor de baseline scores op de schalen van de TCI werden geen significante verschillen waargenomen tussen de patiënten die op 6 weken wel en niet in remissie waren.
Slechts 17,6 % van de variantie binnen de variabele respons op behandeling werd verklaard door het logistische regressie model met de TCI hoofdschalen als covariabelen.
Binnen de variabele remissie op 6 weken werd 35 % van de variantie verklaard door het logistische regressiemodel met de TCI schalen.
Enkel de hoofdschaal coöperatief was een significante schatter (P < 0,05). Een toename van één punt op deze schaal vertaalde zich in een afname van de odds met 20 % om tot de categorie in remissie te behoren. Een gelijkaardige waarneming kwam in eerder onderzoek naar het gebruik van een internet gebasseerd programma (MoodGym) bij adolescenten naar voor (14). Een mogelijke verklaring zochten de onderzoekers in de hypothese dat personen die hoger scoren op de coöperatief schaal empathischer zijn en zo als het ware een overdreven emotionele gevoeligheid ontwikkeld hebben (14) De klinische waarde van deze waarneming lijkt vooralsnog beperkt.
Er was geen verschil tussen de groepen voor angstdispositie maar wel voor toestandsangst. Patiënten die in remissie waren scoorden significant lager (N = 55; P = 0,022) bij de start van het onderzoek. Om te beoordelen wat de impact was van de DY1 score bij opname op de kans dat patiënten zes weken later in remissie zouden zijn (BDI ≤ 9) of voldoende reactie zouden laten zien op de behandeling, was het aantal patiënten dat voor de analyse kon worden weerhouden (N = 60) wellicht te klein om significante resultaten te geven bij het schatten van een logistisch regressiemodel.
Zij die op baseline ernstige depressieve symptomen hadden toonden als groep wel een sterk significante afname van zowel de angstdispostitie (N = 42) als de toestandsangst (N=
43) (Wilcoxon matched – pairs, exact test P < 0,001) en dit onafhankelijk of zij in remissie
3 maand – algemeen
In het meervoudige logistische regressiemodel dat geslacht, opleiding, burgerlijk staat en leeftijd bevatte hadden enkel geslacht en leeftijd een voorspellend vermogen. De odds om op 3 maand niet in remissie te zijn waren, gecorrigeerd voor de andere variabelen, 5 keer kleiner voor mannen dan voor vrouwen ( P = 0,011). Onafhankelijk van de andere variabelen in het model dalen de odds om geen remissie te bekomen met 5 % per jaar de patiënt ouder is bij opname
72 van de patiënten die op baseline informed consent verleenden hebben op 3 maand een BDI ingevuld, de response rate was ongeveer 34 %. De gemiddelde score voor mannen (N = 30) bedroeg 11,6 (S.D. 10,7) en voor vrouwen (N = 42) gemiddeld 23,5 (S.D. 14).
Vrouwen scoorden gemiddeld 11,2 op de BHS (S.D. = 5,2), voor mannen was dat gemiddeld 6,2 (S.D. 4,3). De positieve correlatie tussen de BDI en de BHS was groter voor vrouwen dan voor mannen (resp. 84,2 en 0,76). Dit verschil is waarschijnlijk eerder toe te schrijven aan de hypothese dat de BDI en BHS sterker met elkaar correleren bij hogere score’s voor de BDI dan aan de invloed van het geslacht.
Op basis van de BDI werden 3 categoriëen gecreëerd: In remissie (BDI ≤ 9). In remissie met restsymptomen ( 9 < BDI < 14). Geen remissie (BDI ≥ 14). 22 patiënten bekwamen volledige remissie (30 %). 10 patiënten bekwamen remissie met restsymptomen (13,7 % ). 41 patiënten (46%) bekwamen geen remissie.
Ernstige gevoelens van hopeloosheid (BHS ≥ 9) op baseline komen niet significant vaker voor in de groep die in remissie was en de groep die dat niet was. (χ2 = 0,07; df = 1; P = 0,791
& N = 65). Remissie kwam gevoelig meer voor bij mannen op 3 maand. 50 % van de mannen
bekwam volledige remissie tegenover slechts 20 % van de vrouwen (χ2 = 9,16; df = 1; P = 0,02; N = 72).
De negatieve correlaties tussen BDI en de TCI schaal coöperatief zijn significicant en groter voor mannen (rsBDI-Co = - 0,32; P = 0,03 & rsBHS – Co = - 0,26; P = 0,02) dan voor vrouwen (rsBDI-Co = - 0,21; P = 0,037 & rsBHS – Co = - 0,27; P = 0,009).
De handleiding van de TCI stelt: “Sterk coöperatieve personen worden beschreven als empatisch, tolerant en hebben compassie, zijn ondersteunend, eerlijk. Het zijn principiële individuen die er plezier in hebben om andere van dienst te zijn of die met anderen zoveel mogelijk proberen samen te werken”(12).
Selectie van patiënten die op baseline minstens een BDI score van 9 haalden en Fisher’s exact test voor categorische variabelen op baseline leverde volgende resultaten op bij het vergelijken van de groep die op 3 maand in volledige remissie was tegenover de 2 andere groepen:
Geen verschil in proporties voor aanwezigheid van: comorbiditeit (P = 0,75), alcoholafhankelijkheid of misbruik (P = 0,25), angststoornis (P = 0,51), as II stoornis (P = 0,69), therapieresistentie (P = 1), suïcidaliteit in de laatste maand (P = 0,72), risico op suïcidaliteit bij opname (P = 0,08), manische episode ooit (P = 0,37), paniekstoornis in de laatste maand (P = 0,07), paniekstoornis ooit (P = 1), agorafobie bij opname (P = 0,29), voldaan aan criteria post traumatische stressstoornis in de laatste maand (P = 0,62), stemmingsstoornis met psychotische kenmerken bij opname (P = 1), aanwezigheid van sociale fobie (P = 0,62), OCD criteria voldaan in de laatste maand ( P = 0,28), alcoholafhankelijkheid in het laatste jaar (P = 1), alcoholmisbruik in het laatste jaar (P =
De remissiestatus was niet afhankelijk van het hebben van een relatie. Voor alle patiënten die op de 3 maand beoordeling een BDI hebben ingevuld (en op baseline minstens een BDI score van 9 hadden) is de verdeling van deze scores niet verschillend tussen de burgerlijke staten (geen relatie, LAT – relatie, samenwonend, samenwonend en gehuwd).
Deze vier steekproeven zijn voor wat betreft score op de BHS evenwel niet afkomstig uit dezelfde populatie. Met andere woorden komt hopeloosheid meer voor bij alleenstaanden >>>
samenwonend > LAT – relatie > gehuwden (Kruskal – Wallis test; χ2 = 8,01; df = 3; P = 0,046).
Hopeloosheid en ernst van depressie hebben ongeveer dezelfde onderliggende distributie voor alle groepen volgens opleiding en volgens beroep. Zoals verwacht (op basis van de correlatie met de BDI) waren de score’s voor de BHS op 3 maand hoger voor de groep die niet in remissie was tegenover de rest en hoger voor de groep in remissie met restsymptomen tegenover de groep die volledige remissie genoot (Kruskal – Wallis test; χ2 = 37,4; df = 2 & P
< 0,001).
BHS score op baseline was niet significant verschillend tussen de groep die in remissie was enerzijds en de 2 andere groepen anderzijds ( P = 0,18). Maar hoe hoger patiënten scoren op de BHS bij de start van het onderzoek, hoe hoger de kansen dat zij op 3 maand niet in remissie zullen zijn (O.R. = 1,150; 95 % B.I. 1,028 – 1,288; P = 0,015).
3 maand - veerkracht
De drie groepen patiënten verschillen significant voor baseline scores op de veerkachtschaal RS - NL (Kruskall – Wallis test; χ2 = 6,97; df = 2; P = 0,031). Patiënten die op 3 maand behoorden tot de groep in remissie met restsymptomen (9 < BDI < 14) scoorden het hoogst, op de voet gevogld door de patiënten die volledige remissie genoten (BDI < 9)
met opmerkelijk lagere score’s voor zij die geen enkele vorm van remissie bekwamen. Dit verdedigt de hypothese dat ook veerkracht een outcome – voorspeller kan zijn.
In termen van voorspellend vermogen leverde het model met uitkomstvariabele ‘remissie’
en covariabele RS – nl geen significante risico ratio schattingen (P = 0,095), slechts 6,5 % van de variantie werd verklaard door het model (Nagelkerke R square).
Het model met als uitkomstvariabele “geen remissie” leverde wel significante odss ratio’s op. Per punt patiënten op baseline meer scoren op de RS – nl schaal is er een afname van de odds met bijna 5 % om op 3 maand niet in remissie te zijn (P = 0,026). Het model had een gevoeligheid van 69 % en een specificiteit van 52 %, 10,5 % van de variantie binnen de uitkomstvariabele werd verklaard door het model. Het lijkt dus aannemelijk dat een gebrek aan veerkracht een onderhoudende factor kan zijn voor depressie.
3 maand – angst
Voor de toestandsangstschaal STAI – DY1 scoorden patiënten (N = 69) gemiddeld 47,8 (S.D. 16,0) en voor de angstdispositieschaal STAI – DY2 (N = 68) gemiddeld 51,5 (S.D.
15,4). Er is een belangrijke spreiding, scores voor toestandsangst en angstdispositie waren het hoogst in de groep die geen remissie genoot, voor vrouwen was de score nog hoger met gemiddeld 59,6 voor de toestandsangst (N = 25; S.D. = 12,5) en gemiddeld 61,3 voor de angstdispostie (N = 28; S.D. = 10,1) tegenover mannen die gemiddeld 49,7 scoorden voor angsttoestand (N = 10; S.D. = 10,6) en gemiddeld 52,8 voor angstdispositie (N = 10; S.D. = 14,2).
De laagste score’s voor angst kwamen voor in de groep die bij de 3 maand beoordeling in
S.D. = 7,8) tegenover mannen die gemiddeld 33,0 scoorden voor toestandsangst (N = 13; S.D.
= 11,7) en gemiddeld 37,7 voor angstdispositie (N = 12; S.D. = 11,4). Het belang van dit verschil tussen de seksen is onduidelijk.
Voor de groep die remissie genoot met restsymptomen scoorden vrouwen gemiddeld 42,5 voor angsttoestand (N = 6; S.D. = 10,4) en gemiddeld 47,7 voor angstdispositie (N = 6; S.D. = 8,5) tegenover mannen die gemiddeld 36 scoorden voor angsttoestand (N = 4; S.D. = 9,1) en gemiddeld 41 voor angstdispositie (N = 4; S.D. = 10,4).
De verschillen in zowel toestandsangst als angstdispositie waren zeer significant (Kruskall – Wallis; P < 0,001; df = 2; χ2 = 37,0 voor DY1 en DY2). Angst kwam hierbij zoals de gemiddelde score’s al lieten vermoeden het meest voor in de groep die niet in remissie was en het minst in de groep die wel in remissie was. De scores op de 2 angstschalen bij de start van het onderzoek bezitten geen enkel voorspellend vermogen voor de “remissie” variabele en de
“geen remissie” variabele op de drie maand beoordeling.
3 maand – coping
De groep die volledige remissie genoot scoorde significant hoger voor de UCL schalen actief aanpakken (χ2 = 27,4; df = 2, P < 0,001), sociale steun zoeken ( χ2 = 6,77; df = 2; P = 0,034) en geruststellende gedachten (χ2 = 24,03; df = 2; P < 0,001) en significant lager voor passief reactiepatroon ( χ2 = 24,03; df = 2; P < 0,001). Vergelijking tussen de seksen binnen de groep die niet in remissie verkeerde toonde dat mannen significant hoger scoren op de schaal actief aanpakken (Mann Whitney – U test P = 0,036). Bij de groep die wel in remissie was scoorden mannen gevoelig hoger voor “passief reactiepatroon” (P = 0,013) en “ expressie van emoties” (P = 0,003).
Bij het voorspellen van volledige remissie leverden de UCL schalen volgende bijdrage : De schaal actief aanpakken verklaarde 21,2 % (Nagelkerke R square) van de variantie in de variabele remissie. De odds ratio bedroeg 1,250 (95 % B.I. 1,079 – 1,448); dit betekent dat er een toename was van de odds met 25 % om 3 maand later in remissie te zijn per punt patiënten bij opname meer scoren op deze schaal (P = 0,003). Dit lijkt de visie te verdedigen dat coping best kan gezien worden als persoonlijkheidskenmerk en een redelijk stabiel patroon vertoont over verloop van tijd, dat evenwel voor verandering vatbaar is (8).
Het model met de schaal “palliatieve reactie” had weinig voorspellende waarde, slechts 2,5 % van de variantie werd hierdoor verklaard. Odds ratio’s voor deze variabele waren dan ook niet significant ( P = 0,28). Voor de variabelen “vermijden”, “sociale steun zoeken”,
“passief reactiepatroon” en expressie van emoties kon dezelfde conclusie getrokken worden.
Het valt op dat de schaal “passief reactiepatroon” bij opname een goede voorspeller is voor de aanwezigheid van depressie. De score’s op deze schaal zeggen evenwel weinig over hoe goed of slecht patiënten het zullen doen 3 maand later. De schaal “geruststellende gedachten” verklaarde 16,8% van de variantie in de dichotome uitkomstvariabele. De odds ratio voor deze covariabele bedroeg 1,31 (95 % B.I. 1,08 – 1,60; P = 0,007; df = 1).
Wat betreft voorspellend vermogen voor de variabele geen remissie werd 42,6 % van de variantie verklaard door het model met de UCL schalen. Het model had in zijn geheel een gevoeligheid van 78 % en een specificiteit van 68 %. Voor de odds ratio’s per punt patiënten meer scoren op een bepaalde schaal wordt verwezen naar tabel 4
Tabel 4
Odds Ratio’s om niet in remissie te zijn op 3 maand beoordeling volgens UCL
B S.E. df P Odds Ratio
Actief aanpakken -,219 ,101 1 ,030 ,803*
Palliatieve reactie ,164 ,100 1 ,101 1,179
Vermijden ,070 ,107 1 ,517 1,072
Sociale steun zoeken -,016 ,071 1 ,821 ,984
Passief reactiepatroon ,060 ,095 1 ,529 1,062
Expressie van emoties ,136 ,214 1 ,525 1,145
Geruststellende gedachten -,248 ,147 1 ,093 ,780
De schaal actief aanpakken was een significante voorspeller om drie maand later niet in remissie te zijn. Per punt patiënten bij de start van het onderzoek meer scoren op deze schaal was er een afname van de odds met bijna 20 % om 3 maand later niet in remissie te zijn.
3 maand – TCI
Wat betreft verschillen in baseline score’s op de schalen van de TCI tussen enerzijds de groep die in remissie was en anderzijds de 2 andere groepen werden volgende resultaten genoteerd: patiënten die niet in remissie waren scoorden op baseline hoger voor leedvermijdend en lager voor zelfsturend.
De score’s voor de TCI schalen leedvermijdend en zelfsturend op baseline konden samen 23,6 % van de variantie verklaren in de variabele volledige remissie op 3 maand (Nagelkere R square). Het model was in staat om globaal 70 % van de patiënten in de juiste categorie te voorspellen. Het aantal patiënten was wellicht te klein (N = 57) om significante odds ratio’s te
