Meetinstrumenten Chronische pijn

Transcriptie

1 Meetinstrumenten Chronische pijn Deel 3 Pijn Coping en Cognitie Lijst Validering en normgegevens Marieke de Gier Johan W.S.Vlaeyen Gerard van Breukelen Suzanne G.M. Stomp Moniek ter Kuile Ank M.J. Kole-Snijders Philip Spinhoven 1

2 Over de auteurs Mw. Drs. Marieke de Gier, Gezondheidswetenschapper; werkzaam als onderzoeker bij het Pijn Kennis Centrum van het academisch ziekenhuis Maastricht (azm) te Maastricht. Dr. Johan W.S.Vlaeyen, Klinisch psycholoog NIP en gedragstherapeut; werkzaam als universitair hoofddocent bij het departement Medische, Klinische en Experimentele Psychologie van de Universiteit Maastricht te Maastricht (UM) en lid van de Stuurgroep van het Pijn Kennis Centrum van het academisch ziekenhuis Maastricht (azm). Dr. Gerard van Breukelen, Statisticus; werkzaam bij de capaciteitsgroep Methodologie en Statistiek van de Universiteit Maastricht (UM) te Maastricht. Voorwoord In 2001 is in de reeks Meetinstrumenten chronische pijn van het Pijnkenniscentrum Maastricht deel 2 Pijn Coping en Cognitie Lijst Ontwikkeling uitgegeven. Hierin is beschreven hoe de Pijn Coping en Cognitie Lijst (PCCL) tot stand gekomen is. Uit drie bestaande vragenlijsten zijn 42 items samengevoegd tot een globaal meetinstrument van coping met pijn, locus of control en pijncognities. Aangezien de PCCL is gebaseerd op data van de drie bestaande vragenlijsten is het niet mogelijk om te komen tot een normering van de scores. Ondertussen zijn echter nieuwe data verzameld met de huidige PCCL. In het nu voor u liggende deel 3 Pijn Coping en Cognitie Lijst,Validering en Normgegevens is beschreven hoe enerzijds opnieuw gekeken is naar de factorstructuur en anderzijds de normering is bepaald. Deze uitgave is dan ook te beschouwen als de (nieuwe) handleiding voor zowel afname, scoring en normering van de PCCL. Mw. Drs. Suzanne G.M. Stomp-van den Berg, Gezondheidswetenschapper en fysiotherapeut; werkzaam bij het EMGOinstituut,Vrije Universiteit Amsterdam. Prof. Dr. Philip Spinhoven, Gezondheidszorg psycholoog en psychotherapeut; werkzaam bij het departement Psychologie; sectie klinische en gezondheidspsychologie van de Universiteit Leiden en bij de afdeling psychiatrie van het Leids Universitair Medisch Centrum (LUMC) te Leiden. Mw. Drs. Ank M.J. Kole-Snijders, Gezondheidszorg psycholoog en gedragstherapeut; werkzaam op de afdeling Reuma en Pijn van het Hoensbroek Revalidatiecentrum bij de Stichting Revalidatie Limburg te Hoensbroek. Mw. Dr. Moniek M.Ter Kuile, Gezondheidszorg psycholoog en gedragstherapeut; werkzaam bij de polikliniek psychosomatische gynaecologie & seksuologie van het Leids Universitair Medisch Centrum (LUMC) te Leiden. 2 3

3 Inhoudsopgave Hoofdstuk 1 Inleiding Voorwoord 3 Inhoudsopgave 4 Hoofdstuk 1 Inleiding 5 Subschalen 6 Psychometrische kwaliteit 7 Hoofdstuk 2 Methode 9 Studiepopulatie 10 Meetinstrumenten 11 Procedure 12 Factorstructuur 12 Scheefheid van de items 12 Betrouwbaarheid 13 Validiteit 13 Normering 13 Hoofdstuk 3 Resultaten 17 Factorstructuur 18 Scheefheid van de items 19 Betrouwbaarheid 19 Validiteit 20 Hoofdstuk 4 Normering 23 Interpretatie van de standaardresiduen 28 Hoofdstuk 5 Samenvatting en conclusie 29 Hoofdstuk 6 Aanbevelingen 33 Hoofdstuk 7 Afname en scoring 35 Doelgroep 36 Afname 36 Scoring 36 Missende waarde 37 Een rekenvoorbeeld 38 Hoofdstuk 9 Literatuurlijst 39 Dankwoord 41 Bijlage 1 : Exploratieve factor-analyse met bijbehorende betrouwbaarheids- Bijlage 1 : en validiteitsgegevens 43 Bijlage 2 : Pijn Coping en Cognitie Lijst 51 Bijlage 3 : PCCL Scoringsformulier en Normeringstabel

4 Sinds de poorttheorie van Melzack en Wall (1965) is er steeds meer onderzoek verricht naar de rol van cognitieve processen in het ervaren van pijn. De laatste 25 jaar zijn verschillende meetinstrumenten ontwikkeld voor het meten van beliefs, verwachtingen over controle en copingstrategieën met betrekking tot pijn. Binnen dit domein bestaan diverse Nederlandstalige vragenlijsten zoals de Pijn Cognitie Lijst (PCL;Vlaeyen e.a. 1990; 2003), die attributies over betekenistoekenning en verwachtingen over controle meet; de Pijn Beheersings Vragenlijst (PBV; ter Kuile e.a. 1993) die beheersingsoriëntatie en gevoelens van controle over pijn inventariseert en de Coping met Pijn Vragenlijst (CPV; Spinhoven e.a. 1994) die doelgerichte acties gericht op het hanteren van pijn of de negatieve gevolgen van pijn in kaart brengt. Omdat deze vragenlijsten elkaar conceptueel overlappen zijn in 1999 de drie lijsten samengevoegd tot één vragenlijst. Daarbij is getracht om met een beperkt aantal items toch de unieke informatie van elke vragenlijst weer te geven (Stomp-van den Berg e.a. 2001). Deze nieuwe vragenlijst, de Pijn Coping en Cognitie Lijst (PCCL) is gebaseerd op gegevens van proefpersonen die deelnamen aan verschillende studies in 5 ziekenhuizen en revalidatiecentra in Nederland en België. Alle proefpersonen hebben binnen deze studies de PCL, CPV en PBV ingevuld. Deze PCCL bestaat uit 42 items, die gescoord worden op een 6 punts Likertschaal. Een exploratieve principale factoranalyse leverde vier subschalen op: Catastroferen, Pijncoping, Interne Pijnbeheersing en Externe Pijnbeheersing. Subschalen De subschaal Catastroferen bevat items met betrekking tot negatieve gedachten over de catastrofale gevolgen van pijn, mede in relatie tot het dagelijks functioneren.tevens bevat de schaal items over positieve gedachten, die een persoon ondanks de pijn kan hebben. Deze items zijn inhoudelijk tegenovergesteld aan die van de negatieve gedachten. De positieve items worden voor de somscoring gespiegeld. Personen die een hoge score hebben op catastroferen zijn over het algemeen depressief, angstig en rapporteren een hogere pijnintensiteit. De subschaal Pijncoping bevat items met betrekking tot diverse manieren om met de pijn om te gaan, actief dan wel passief. Personen die een hoge score hebben op pijncoping gebruiken verschillende strategieën om hun pijn te controleren. Bijvoorbeeld door de pijn te negeren, aan prettige dingen te denken of andere mensen op te zoeken. De mate van pijncoping wordt niet beïnvloed door angst of depressie. Personen die allerlei copingstrategieën toepassen lijken deze niet altijd als effectief te beschouwen: de gezondheidscontrole en interne pijnbeheersing zijn niet sterk positief gerelateerd aan pijncoping. De schaal Interne pijnbeheersing bevat items met betrekking tot de mate waarin de persoon denkt zelf de pijn te kunnen beheersen c.q. controleren. Personen met een hoge score laten ook een hoge mate van interne gezondheidscontrole zien. Personen die aangeven de pijn zelf te kunnen beheersen lijken minder depressief of angstig te zijn en rapporteren een lagere pijn intensiteit. De schaal Externe pijnbeheersing bevat items met betrekking tot de mate waarin de patiënt denkt dat andere personen, hogere machten (bijvoorbeeld God) zijn pijn kunnen beheersen, c.q. controleren. Personen met een hoge score laten ook een hoge mate van gezondheidscontrole door machtige anderen zien en zijn ook angstiger. Patiënten met externe pijnbeheersing lijken een hogere pijnintensiteit te rapporteren. Psychometrische kwaliteit Van de verkregen subschalen is de betrouwbaarheid en validiteit getoetst. De interne consistentie is voor de vier subschalen goed (Cronbach s varieert tussen 0.80 en 0.85). De test-hertest betrouwbaarheid is redelijk tot goed (r varieert tussen 0.64 en 0.79). De constructvaliditeit is redelijk te noemen. De gevonden associaties met andere vragenlijsten liggen in de lijn der verwachtingen, maar zijn niet heel sterk.verder is nagegaan of het vier factorenmodel, zoals verkregen door de factoranalyse, van toepassing is op verschillende diagnosegroepen.voor alle onderzochte diagnosegroepen; lage rugpijn, fibromyalgie, reumatoïde artritis, spondylitis ankylopoëtica en complex regionaal pijnsyndroom is dit het geval.voor een uitgebreider overzicht wordt verwezen naar deel 2. (Stomp-Van den Berg e.a. 2001). Deze gegevens over betrouwbaarheid en validiteit zijn echter gebaseerd op data van de scores op de oorspronkelijke PCL, PBV en CPV. Hoewel bij de PCCL de items hetzelfde geformuleerd zijn, zijn er ook veranderingen ten opzichte van de oorspronkelijke lijsten. Op de eerste plaats maken de PBV en CPV gebruik van een visuele analoge schaal (later omgezet in een 10 puntsschaal) en de PCL op een vijf-punts Likert schaal. De PCCL hanteert daarentegen een 6-punts Likert schaal. Daarnaast is het mogelijk dat de antwoordtendens binnen de PCCL anders is aangezien de items nu in een wat andere context staan. 6 7

5 Nu de PCCL een aantal jaren in gebruik is en er nieuwe (eigen) data beschikbaar zijn, is besloten om de factorstructuur en de psychometrische kenmerken opnieuw te analyseren.tot heden zijn slechts globale richtlijnen beschikbaar voor het interpreteren van de scores van de PCCL. Daarom is een tweede doel van deze studie het ontwikkelen van normgegevens. Uit praktische overwegingen zijn de paragrafen uit deel 2, over afname en scoring, letterlijk overgenomen. Dit deel 3 bevat daarmee alle relevante informatie voor het gebruik van de PCCL. Hoofdstuk 2 Methode 8 9

6 Studiepopulatie De studiepopulatie bestaat uit patiënten die in 2000 en 2001 vanwege chronische pijnklachten behandeld zijn op de polikliniek pijnbestrijding van het academisch ziekenhuis Maastricht (azm). Deze patiënten werden verzocht om voorafgaande aan het eerste consult thuis een boekje in te vullen met verschillende vragenlijsten. Omdat bij chronische pijn een medische diagnose soms moeilijk te stellen is werden patiënten verzocht om aan te geven in welke regio s van het lichaam de pijnklachten aanwezig waren. Patiënten met rugklachten hebben een aantal extra vragenlijsten ingevuld. Daardoor zijn er uiteindelijk drie groepen te onderscheiden. Patiënten met alleen rugpijn (16.1%), patiënten met rugpijn in combinatie met andere pijnregio s (27.4%) en patiënten met ander pijnklachten (56.5%).Verder is onderscheid gemaakt tussen patiënten met gelokaliseerde pijn (1 pijnregio: 51.5%) en patiënten met diffuse pijnklachten (meer dan 1 pijnregio: 48.5%). In tabel 1 staan de demografische gegevens voor de totale onderzoekspopulatie en de verschillende subgroepen. Tabel 1. Demografische gegevens van de studiepopulatie en de 3 pijngroepen Totaal Lokale Diffuse Alleen Rugpijn+ Geen pijn pijn rugpijn rugpijn N Vrouwen; % Gem. leeftijd; in jaren (SD) 49 (14) 48 (15) 50 (14) 49 (14) 52 (13) 47 (15) Gem. pijnduur; in jaren (SD)* 5 (7) 4 (6) 6 (8) 5 (7) 7 (9) 4 (6) Vaste partner; % Samenwonend/ gehuwd; % Opleiding; % Basisschool VO/LBO/MBO HBO/WO N = aantal proefpersonen; SD = Standaard Deviatie;VO = Voortgezet Onderwijs; LBO = Lager Beroeps Onderwijs; MBO = Middelbaar Beroeps Onderwijs; HBO = Hoger Beroeps Onderwijs;WO = Wetenschappelijk Onderwijs. * in maanden gemeten, afgerond naar jaren. Meetinstrumenten In het boekje werden naast de PCCL de volgende vragenlijsten opgenomen: de RAND-36, de Nederlandse versies van de Pain Catastrophizing Scale (PCS), de McGill Pain Questionnaire (MPQ). De patiënten met rugpijn vulden bovendien de Nederlandse versies in van de Tampa Scale for Kinesiophobia (TSK), de Pain Anxiety Symptoms Scale (PASS) en de Quebec Back pain Disability Scale (QBPDS). De RAND 36-item Health Survey (RAND-36;Ware & Sherbourne, 1992; Van der Zee & Sanderman, 1993) is een betrouwbare en frequent gebruikte vragenlijst om de kwaliteit van leven te meten. De vragenlijst bevat subschalen voor functionele beperkingen, fysieke vermogens, mentale gezondheid, vitaliteit, pijn, sociaal functioneren en algemene gezondheidsbeleving. De Pijn Catastrophizing Scale (PCS; Sullivan e.a., 1995; van Damme et al., 2002) is een zelfrapportage instrument dat de mate van catastroferen over pijn meet. De PCS bestaat uit 13 items (bv. Als ik pijn heb, is dat afschuwelijk en voel ik dat het nooit beter zal worden ), die worden gescoord op een vijfpuntsschaal. Er worden drie subschalen onderscheiden: Piekeren over de pijn, uitvergroten van pijn en hulpeloosheid ten opzichte van de pijn. De McGill Pain Questionnaire (MPQ; Melzack, 1975;Verkes e.a., 1989) is een instrument dat wordt gebruikt om pijnervaring te meten. Deze vragenlijst maakt onderscheid tussen sensorische, affectieve en evaluatieve aspecten van pijn. In 20 subschalen worden 3 tot 4 pijnbeschrijvingen gegeven. Het aantal gekozen pijnbeschrijvingen geeft het Number of Words Chosen (NWC) weer. Daarnaast worden de rangwaarden van de gekozen woorden bij elkaar opgeteld; de Pain Rating Index (PRI). De Tampa Scale for Kinesiophobia (TSK; Miller e.a., 1991; Goubert et al. 2000) meet angst voor bewegen/letsel of nieuw letsel. De TSK bestaat uit 17 items (bv. Mijn lichaam zegt me dat er iets gevaarlijk mis mee is ) die gescoord kunnen worden op een 4-puntsschaal. De TSK totaalscore is een belangrijke voorspeller voor fysieke beperkingen bij chronische lage rugpijn (Vlaeyen & Linton, 2000). De Pain Anxiety Symptom Scale ( PASS; McCracken e.a.; 1992) meet de angst voor pijn. De PASS bestaat uit vier subschalen, te weten Vrees, Cognitieve angstsymptomen,vermijdingsgedrag en Somatische angstsymptomen. De lijst bestaat uit 40 items (bv.wanneer ik pijn heb ben ik bang dat er iets vreselijks zal gebeuren) die worden gescoord op een 5-puntsschaal. De totaalscore van de PASS blijkt een betrouwbare en valide maat voor pijngerelateerde vrees te zijn

7 De Quebec Back Pain Disability Scale (QBPDS; Kopec e.a., 1995; Schoppink e.a., 1996) meet de mate waarin patiënten met lage rugpijn beperkt zijn in de uitvoering van dagelijkse activiteiten. De lijst bestaat uit 20 items die gescoord worden op een 6-puntsschaal. Procedure In totaal hebben 1105 patiënten de vragenlijsten ingevuld. Patiënten bij wie gegevens van meer dan 4 PCCL items ontbraken, en bij wie de pijnlocatie (regio) onbekend was, zijn buiten beschouwing gelaten. Overige missende waardes zijn gesubstitueerd door waarden die zijn geschat door middel van de SPSS procedure Missing Value Analysis. De uiteindelijke analyse is daardoor uitgevoerd op de gegevens van 1008 patiënten. Factorstructuur Bij het samenstellen van de PCCL uit de items van de PCL, PBC en CPV, zijn de subschalen gevormd op basis van een exploratieve principale factoranalyse. Het doel van de huidige analyse is om te bepalen of de oude factorstructuur op basis van de nieuwe data bevestigd kan worden. Hiertoe is met behulp van confirmatieve factoranalyse, uitgevoerd in programma LISREL (Du Toit e.a. 1999), de fitmaat bepaald van de huidige factorstructuur. Eerst zijn daarvoor de correlaties berekend in het programma PRELIS (Du Toit e.a. 1999) en daarna de factoranalyse in LISREL. Hoewel de items van de PCCL ordinale variabelen zijn, gaat deze factoranalyse uit van continue variabelen, wat kan leiden tot vertekening. Om deze reden is de analyse gedaan op basis van polychorische correlaties. Dit zijn schattingen van de Pearson correlatiecoëfficiënt, die zouden zijn verkregen als de items continue waren. Als de fitmaat voldoende blijkt te zijn (Non Normed Fit Index > 0,90; Goodness of Fit index > 0,90 en RMSEA < 0,08), worden de normgegevens berekend op basis van de huidige factorstructuur van de PCCL. Is dit niet het geval dan zal opnieuw een exploratieve analyse uitgevoerd worden.vervolgens wordt de nieuw verkregen factorstructuur weer getoetst door middel van confirmatieve factoranalyse. Als op basis van deze laatste analyse blijkt dat de nieuwe structuur beter past, worden hierop ook de normgegevens berekend. Scheefheid van de items Voor controle op scheefheid is tijdelijk per item gehercodeerd als (1,2=1) (3,4=2) en (5,6=3) en gekeken naar de resulterende frequentieverdeling. Items zijn als scheef bevonden wanneer de scores 1 of 3 minder dan 10% van de steekproef bevatten. In alle andere analyses is de oorspronkelijke 6 punt schaal aangehouden.tevens is de skewness van elk item op basis van de 6 punt scoring bekeken. Items met een skewness van > 1.00 en < zijn als scheef bevonden. In de analyses zijn alle items, inclusief de scheve, gehandhaafd, gezien het doel de vragenlijst in de huidige vorm te analyseren. Betrouwbaarheid De interne consistentie is per subschaal bepaald met de Cronbach s Alpha coëfficiënt. Ook zijn de correlaties tussen de vier subschalen berekend. Aangezien er nog geen hertest gegevens zijn, is het vooralsnog niet mogelijk de stabiliteit in de tijd van de vragenlijst te bepalen. Validiteit Om de constructvaliditeit te bepalen is per subschaal de Pearson correlatie coëfficiënt berekend met andere vragenlijsten.voor de gehele steekproef bestonden deze vragenlijsten uit de RAND, PCS en MPQ. Correlaties met de PASS, QBPDS en TSK zijn alleen berekend voor patiënten met rugklachten. Normering De normering is bepaald op basis van multivariate regressie analyse. Hiervoor is gekozen omdat bij deze methode het mogelijk is rekening te houden met persoonskenmerken die van invloed kunnen zijn op de scores van de PCCL.Via meervoudige lineaire regressieanalyse is eerst bepaald, per subschaal, welke persoonkenmerken dit zijn. De patiënten zijn bij deze analyses onderverdeeld in de groepen (diffuus en lokaal) en alleen rugpijn (Rug), rugpijn en een combinatie met andere pijnklachten (Rug+) en ander pijnklachten dan rug (Anders). De volgende variabelen zijn opgenomen in het startmodel: Geslacht (1 = man; 2 = vrouw) Leeftijd in jaren Pijnduur in jaren Burgerlijke staat (1 = gehuwd; 2 = overig) Opleiding ( middelbaar = referentiecategorie; laag = 0/1 dummy; hoog = 0/1 dummy). Onder lage opleiding werd verstaan: geen opleiding en lagere school; onder middelbaar: LBO tot HAVO/VWO; en onder hoog: HBO en WO

8 Pijnlocatie (1 = gelokaliseerde pijn; 2 = diffuse pijn) Rugpijn ( rug = referentiecategorie; rug + = 0/1 dummy; anders = 0/1 dummy) Vanwege mogelijke non-lineaire effecten van de continue voorspellers leeftijd en pijnduur zijn hiervan de kwadraattermen leeftijd 2 en pijnduur 2 toegevoegd aan het model.tevens zijn deze variabelen gecentreerd om collineariteit te voorkomen. Hiervoor is van elke leeftijd het gemiddelde (49) afgetrokken (leeftijd in jaren minus 49 = leefcen ).Voor pijnduur is afgetrokken het gemiddelde 5.0 (pijnduur in maanden minus 5 = duurcen ). Bij toetsing van het startmodel zijn de variabelen met een p-waarde > 0.10 verwijderd. Bij deze p-waarde is de kans op een type II fout zo klein mogelijk en blijven er ook geen variabelen in het model, die uiteindelijk nauwelijks invloed hebben op de totaalscore. De analyse is telkens herhaald zodra een variabele uit het model is verwijderd. Zolang leefcen 2 in het model aanwezig bleef, is ook leefcen in het model gehandhaafd. Dit omdat de p-waarde van een covariaat arbitrair is, wanneer zijn kwadraatterm eveneens in het model aanwezig is. Dezelfde regel is van toepassing op de variabelen duurcen en duurcen 2. Zowel bij het startmodel als bij het eindmodel is gecontroleerd of de residuen voldeden aan de voorwaarden (Cook s distance, normale verdeling, homogene variantie van de residuen) voor regressieanalyse. 3. Het residu wordt gestandaardiseerd: Zi = ei / SD(residu) waarbij SD(residu) wordt ontleend aan het eindmodel van de regressie analyse. Met deze methode is geen normtabel per schaal of per persoonscategorie nodig. Met een tabel voor de standaardnormale verdeling kan nagegaan worden of de persoon, vergeleken met andere personen met dezelfde kenmerken gemiddeld, laag of hoog scoort op de PCCL. Deze tabel wordt bij de resultaten vermeld. Vervolgens is de ruwe schaalscore van een persoon als volgt gestandaardiseerd: 1 De voorspelde schaalscore van persoon i wordt berekend door de persoonskenmerken van persoon i in te vullen in het eindmodel van de regressie analyse: ^ Yi = ß0 + ß1X1i + ß2X2i +... waarbij X1, X2, etc. de persoonskenmerken zijn in het eindmodel, en de ß s de ruwe regressiegewichten zoals geschat met dit eindmodel. 2. Het residu (= de voorspellingsfout) wordt berekend: Ei = Yi ^Yi 14 15

9 Hoofdstuk 3 Resultaten 16 17

10 Factorstructuur Uit de confirmatieve factoranalyse op basis van polychorische correlaties met het programma LISREL blijkt de overall fit voldoende (Non-Normed Fit Index =0.96) Er is wel een aantal items dat weinig invloed (laag laden) op de factor Externe pijnbeheersing. Dit zijn item 5 (r=0.29), item 12 (r=0.23), item 15 (r=0.06) en item 36 (r=0.07) uit de subschaal externe pijnbeheersing, die betrekking hebben op artsen. Mogelijk is deze geringe bijdrage (laag laden) het gevolg van een andere scoreverdeling in vergelijking met de oorspronkelijke vragenlijst waaruit deze items zijn overgenomen. Ook andere fitmaten geven aanwijzingen dat de factorstructuur niet optimaal is. (GFI =0.87 (< 0.90); RMSEA = 0.12 (>0.08)). Daarom is besloten om opnieuw een exploratieve factoranalyse uit te voeren. De methode en resultaten van deze analyse zijn beschreven in bijlage 1. Samengevat blijkt dat er, statistisch gezien, sprake is van een vijf factorenmodel, waarbij de factor Externe pijnbeheersing wordt onderverdeeld in twee aparte factoren. Eén factor bevat de items met betrekking tot artsen en de andere de items met betrekking tot bidden/god. De items met betrekking tot artsen en Bidden/God horen inhoudelijk tot hetzelfde construct (Externe pijnbeheersing). Het opsplitsen van deze schaal levert in praktisch opzicht niets op. Daarnaast verdwijnen over alle factoren negen items uit het model. Uiteindelijk resulteert dit dan in een vier factoren model bestaande uit 33 items. Alhoewel de factorstructuur niet is veranderd, leidt weglating van de negen items tot betere fitmaten.wat betreft psychometrische kenmerken zijn er echter geen substantiële veranderingen. De vraag is daarom of de PCCL met 42 items moet worden veranderd in een PCCL met 33 items? Een argument tegen het aanpassen van de PCCL op basis van deze gegevens is dat deze gebaseerd is op een weliswaar omvangrijke, maar selectieve steekproef. Het betreft namelijk een populatie patiënten met chronische pijnklachten binnen een academisch ziekenhuis. Het is mogelijk dat onderzoek bij een andere steekproef weer tot een iets gewijzigde factorstructuur leidt. Om deze reden is besloten om de huidige versie te handhaven, mede omdat wat betreft de factorstructuur, betrouwbaarheid en validiteit geen substantiële verschillen zijn tussen de twee modellen. De onderstaande analyses en de normering zijn dan ook gebaseerd op de huidige 42-item versie van de PCCL zoals beschreven in Stomp-van den Berg et al. (2001). Scheefheid van de items Bij de items 4, 6, 7 en 34 is minder dan 10% van de proefpersonen het met de stelling eens. Bij item 29 is minder dan 10% het met de stelling oneens. Op basis van dit criterium zijn deze items scheef bevonden.ten aanzien van de skewness valt op dat van al deze items alleen item 4 nog binnen de grenzen van de normale verdeling valt (skewness < 1.00). Betrouwbaarheid De subschalen CAT, PCO en INT hebben een hoge interne consistentie. De interne consistentie van EXT is enigszins lager, maar nog wel voldoende, dan die van de andere schalen, hetgeen in overeenstemming is met de bovengenoemde lage ladingen van vier items uit deze subschaal. De Cronbach s Alfa voor de subschalen zijn respectievelijk: 0,88; 0,82; 0,83 en 0,72 (tabel 2). Tabel 2. Interne consistentie Cronbach s Gemid- Range Schaal Standaard- Aantal items alfa delde (min-max) gemid- test inter-item delde deviatie correlatie CAT 0,88 0,38 0,19-0,64 44,63 13,47 12 PCO 0,82 0,30 0,09-0,75 33,78 11,12 11 INT 0,83 0,32 0,06-0,57 28,37 10,86 11 EXT 0,72 0,24 0,10-0,65 27,90 8,83 8 In tabel 3 staan de Pearson correlaties van de subschalen onderling vermeld. De correlaties lopen uiteen van 0,049 tot 0,515. De subschaal CAT correleert vrij hoog met EXT (r = 0,40) evenals de subschalen PCO en INT (r = 0,52). Deze correlaties zijn hoger dan die gevonden werden bij het samenstellen van de PCCL, wat er op duidt dat deze subschalen minder onafhankelijk van elkaar zijn dan in eerste instantie het geval leek

11 Tabel 3. Pearson correlaties tussen subschalen. CAT PCO INT EXT CAT 1 PCO - 0,22 ** 1 INT - 0,32 ** 0,52 ** 1 EXT 0,40** 0,05-0,15 ** 1 ** p < 0,01 Validiteit Per subschaal is de correlatie met relevante andere vragenlijsten berekend, om de validiteit van de PCCL te bepalen. Over het algemeen lijkt het patroon van significante correlaties de validiteit van de PCCL subschalen te ondersteunen, hoewel er rekening mee gehouden dient te worden dat, gezien de grootte van de onderzoekspopulatie, een correlatie van 0,11 al significant is. Wanneer we uitgaan van effectgroottes van Cohen (een correlatie van 0,10 is klein; 0,30 is gemiddeld en 0,50 is hoog) dan is het patroon van correlaties met de schaal Catastroferen het sterkste en die met de subschaal Pijncoping het zwakste. Zoals verwacht correleert de subschaal Catastroferen (CAT) sterk met de PCS. Daarnaast zijn er hoge correlaties met de subschalen mentale gezondheid, vitaliteit en algemene gezondheidsbeleving van de RAND-36. Ook met de MPQ,TSK, PASS en QBPDS correleert CAT positief.voor de subschaal Pijncoping (PCO) zijn de validiteitsgegegevens minder sterk. Er lijkt nauwelijks een relatie te bestaan tussen PCO en de mate van beperkingen in het functioneren, gemeten door de RAND-36. De sterkste (negatieve) samenhang vinden we met de maten voor pijngerelateerde vrees (TSK en PASS). Dit suggereert dat patiënten die bang zijn voor pijn minder gebruik maken van pijncopingstrategieën. De subschaal Interne pijnbeheersing (INT) correleert negatief met de PCS,TSK, PASS en de QBPDS. Er is sprake van matig positieve correlaties met de RAND-36.Tevens lijkt een hoge mate van Interne pijnbeheersing samen te hangen met een lagere pijnintensiteit, gemeten door de MPQ. Zoals verwacht laat de subschaal Externe pijnbeheersing (EXT) tegenovergestelde en iets sterkere correlaties zien met de vragenlijsten dan INT. Tabel 4. Validiteit: correlaties tussen PCCL subschalen en andere vragenlijsten (totale steekproef, N = 1008) CAT PCO INT EXT RAND: Fysiek functioneren ** ** ** Sociaal functioneren ** 0.13 ** 0.20 ** ** Rolbeperkingen (emotioneel) ** ** Mentale gezondheid ** 0.14 ** 0.19 ** ** Vitaliteit ** 0.11 ** 0.17 ** ** Algemene gezondheids beleving ** 0.11 ** 0.13 ** ** Gezondheids verandering ** ** ** Rolbeperkingen (fysiek) ** ** Pijn ** 0.12 ** 0.33 ** ** PCS: Totaal 0.65 ** ** ** 0.47 ** Piekeren 0.54 ** ** ** 0.40 ** Uitvergroten 0.56 ** ** ** 0.45 ** Hulpeloosheid 0.62 ** ** ** 0.41 ** MPQ* NWC-totaal 0,20 ** 0,11 ** 0,05 0,01 PRI-totaal 0,34 ** -0,13 ** -0,30 ** 0,17 ** 20 21

12 Tabel 5. Validiteit correlaties tussen subschalen en andere vragenlijsten (rugpatiënten, N = 356) Hoofdstuk 4 Normering CAT PCO INT EXT TSK 0.63 ** ** ** 0.35 ** PASS Cognities 0.66 ** ** ** 0.38 ** Vrees 0.60 ** ** ** 0.39 ** Vermijding 0.49 ** ** ** 0.48 ** Som. symptomen 0.50 ** * 0.33 ** Totaal 0.67 ** ** ** 0.47 ** QBPDS 0,46 ** -0,11 ** -0,37 ** 0,24 ** * p< 0.05 ** p<

13 Regremie-analyses Zowel de startmodellen als de eindmodellen voldeden aan de aannamen van regressie analyse. Er was geen sprake van influential cases, de residuen waren normaal verdeeld en de variantie van de residuen was homogeen. Uit de analyses blijken de volgende algemene tendensen: 1 geslacht en burgerlijke staat zijn (vrijwel) niet relevant voor de normering. 2 opleiding en leeftijd zijn zeer relevant voor de normering. 3 de normering dient te onderscheiden tussen gelokaliseerde pijn en diffuse pijn. 4 pijnduur en het onderscheid tussen rugpijn en geen rugpijn is bij sommige subschalen relevant. De resultaten (modellen) zijn per subschaal van de PCCL gepresenteerd in de tabellen 6 tot en met 9.Aangezien de categorieën Rug+ en Rug beiden nauwelijks invloed hadden op de totaalscore, is besloten beide categorieën samen te voegen, zodat alleen onderscheid werd gemaakt tussen patiënten met en zonder rugklachten. Dit heeft tevens als voordeel dat beide groepen van ongeveer gelijke grootte zijn. Tabel 6. Eindmodel voor Catastroferen (CAT; N = 1004, R2 = 0,090, SD(residu) = 1,156) Voorspeller Codering Ruwe B SE van B Tweezijdige p Constante 2,825 0,160 0,000 Leefcen Leeftijd ,0024 0,002 0,332 Leefcen2 Leefcen 2 0, ,000 0,000 Geslacht 1 = man 0,146 0,071 0,039 2 = vrouw Burg.staat 1 = gehuwd 0 = ongehuwd Opl.laag 1 = lage opleiding 0,408 0,088 0,000 0 = middel/hoog Opl.hoog 1 = hoge opleiding -0,311 0,105 0,003 0 = laag/middel Pijnlokatie 1 = gelokaliseerde pijn 0,346 0,068 0,000 2 = diffuse pijn Rugpijn 1 = enkel rugpijn 0 = rugpijn+/anders Duurcen Pijnduur 5,0 Duurcen2 Duurcen

14 Tabel 7. Eindmodel voor Pijncoping (PCO; N = 1004, R2 = 0,022, SD(residu) = 1,006) Voorspeller Codering Ruwe B SE van B Tweezijdige p Constante 3,159 0,043 0,000 Leefcen Leeftijd ,070 0,002 0,002 Leefcen2 Leefcen 2-0, ,000 0,029 Geslacht 1 = man 2 = vrouw Burg.staat 1 = gehuwd 0 = ongehuwd Opl.laag 1 = lage opleiding 0 = middel/hoog Opl.hoog 1 = hoge opleiding 0 = laag/middel Pijnlokatie 1 = gelokaliseerde pijn 2 = diffuse pijn Rugpijn 1 = enkel rugpijn 0 = rugpijn+/anders Duurcen Pijnduur 5,0 0,016 0,008 0,051 Duurcen2 Duurcen 2-0, ,000 0,062 Tabel 8. Eindmodel voor Interne pijnbeheersing (INT; N = 1005, R2 = 0,065, SD(residu) = 0,919) Voorspeller Codering Ruwe B SE van B Tweezijdige p Constante 2,390 0,101 0,000 Leefcen Leeftijd ,0040 0,002 0,073 Leefcen2 Leefcen 2-0, ,000 0,043 Geslacht 1 = man 2 = vrouw Burg.staat 1 = gehuwd 0 = ongehuwd Opl.laag 1 = lage opleiding -0,358 0,079 0,000 0 = middel/hoog Opl.hoog 1 = hoge opleiding 0,358 0,094 0,000 0 = laag/middel Pijnlokatie 1 = gelokaliseerde pijn 2 = diffuse pijn 0,130 0,063 0,039 Rugpijn 1 = enkel rugpijn 0,167 0,064 0,009 0 = rugpijn+/anders Duurcen Pijnduur 5,0 Duurcen2 Duurcen

15 Tabel 9. Eindmodel voor Externe pijnbeheersing (EXT; N = 1003, R2 = 0,113, SD(residu) = 1,086) Hoofdstuk 5 Samenvatting en conclusie Voorspeller Codering Ruwe B SE van B Tweezijdige p Constante 3,204 0,110 0,000 Leefcen Leeftijd ,013 0,002 0,000 Leefcen2 Leefcen 2 0,0003 0,000 0,014 Geslacht 1 = man 2 = vrouw Burg.staat 1 = gehuwd 0 = ongehuwd Opl.laag 1 = lage opleiding 0,298 0,086 0,001 0 = middel/hoog Opl.hoog 1 = hoge opleiding 0,607 0,102-0,000 0 = laag/middel Pijnlokatie 1 = gelokaliseerde pijn 0,158 0,067 0,018 2 = diffuse pijn Rugpijn 1 = enkel rugpijn 0 = rugpijn+/anders Duurcen Pijnduur 5,0-0,0094 0,005 0,059 Duurcen2 Duurcen 2 Interpretatie van de standaardresiduen Aangezien bij elke schaal de residuen redelijk normaal verdeeld zijn, kan bij een patiënt berekende standaardresidu (Z) geïnterpreteerd worden met behulp van de standaardnormale verdeling. In de normeringstabel in bijlage 3 wordt een mogelijke categorisatie van Z gegeven. Hierbij dient te worden opgemerkt dat deze categorisatie enkel op statistische gronden berust, d.w.z. op de hoogte van het standaardresidu van de patiënt in vergelijking met dat van andere patiënten met dezelfde relevante achtergrondkenmerken. Er is dus geen sprake van een vergelijking met een absolute norm

16 In 1999 zijn items uit drie vragenlijsten (PCL, PBV en CPV) samengevoegd tot één nieuwe vragenlijst: de Pijn Coping en Cognitie Lijst (PCCL). Deze bestaat uit 42 items en wordt onderverdeeld in vier subschalen, te weten Catastroferen, Pijncoping, Interne pijnbeheersing en Externe pijnbeheersing. Destijds kon op basis van de data geen normering voor de scores worden bepaald. Inmiddels wordt de PCCL reeds enkele jaren gebruikt bij patiënten met chronische pijn. Daardoor zijn er voldoende gegevens beschikbaar om een normering op te bepalen. Een ander doel van deze studie was om te bepalen in hoeverre de nieuwe data op basis van de PCCL zelf, de factorstructuur zoals bepaald in 1999, bevestigde. Hiertoe is opnieuw een confirmatieve factoranalyse uitgevoerd, waaruit blijkt dat de overall fitmaat voldoende is. Echter, niet alle fitmaten blijken voldoende en er was sprake van een aantal items met zeer lage ladingen op de betreffende factor (bv. externe pijnbeheersing). Om deze reden is opnieuw een exploratieve factoranalyse gedaan (bijlage 1). Dit leidde tot een vijf factoren model, waarbij 9 items uit de lijst zijn verwijderd. De subschalen Catastroferen, Pijncoping en Interne pijnbeheersing bleven gehandhaafd, echter Externe pijnbeheersing werd opgedeeld in twee factoren. Eén factor bevatte de items met betrekking tot God en bidden, de andere bevatte de items met betrekking tot artsen. Op inhoudelijke gronden is besloten deze twee toch in één factor samen te voegen, waardoor het vier factoren model bleef gehandhaafd met dezelfde subschalen. Uit confirmatieve factoranalyse over het nieuwe model blijkt dat de fitmaten nu wel voldoende waren. Daarnaast is de betrouwbaarheid en validiteit niet wezenlijk veranderd ten opzichte van het huidige model. De betrouwbaarheid van de schalen is goed, de validiteit kan voldoende genoemd worden. Er zijn dus aanwijzingen dat op basis van de huidige steekproef de factorstructuur van de PCCL verbetert door weglating van een aantal items. Dit verschil in bevindingen ten opzichte van de studie in 1999 kan mogelijk worden verklaard doordat de bij de PCCL een Likert 6 puntsschaal wordt gehanteerd, terwijl de items uit de drie andere vragenlijsten die werden gebruikt bij de ontwikkeling van de PCCL, werden gescoord op andere antwoordschalen. Een andere mogelijk verklaring is het verschil in steekproeven. De in deze studie gebruikte steekproef is gebaseerd op een weliswaar grotere, maar ook selectievere bron dan de steekproef die bij de ontwikkeling van de PCCL werd gebruikt. Daarnaast zijn de proefpersonen in de huidige steekproef gemiddeld iets ouder dan de proefpersonen uit de vorige studie, en hebben ze een veel kortere pijnduur en een iets hogere opleiding. Het is mogelijk dat bij onderzoek bij andere populaties, weer een licht gewijzigde factorstructuur wordt gevonden. Aangezien op dit moment dus niet duidelijk is of de opnieuw berekende factorstructuur stabiel is voor verschillende steekproeven, en omdat de twee modellen wat betreft factorstructuur en psychometrische kenmerken niet substantieel van elkaar verschillen, is besloten voorlopig het huidige model te handhaven en hierop dan ook de normering te baseren

17 Hoofdstuk 6 Aanbevelingen 32 33

18 Zoals beschreven in bijlage 1 zijn er aanwijzingen dat het verwijderen van een aantal items leidt tot een betere factorstructuur van de vragenlijst. Om te bepalen of deze bevinding stabiel is en niet alleen geldt voor deze selectieve steekproef, zou het interessant zijn om deze analyses te herhalen over verschillende steekproeven in andere delen van Nederland en België.Wanneer de bevindingen generaliseerbaar blijken, zou dit een gegronde reden zijn om de PCCL in de toekomst aan te passen. Hoofdstuk 7 Afname en scoring Ditzelfde geldt tevens voor de normering. De normering die hier staat beschreven, is gebaseerd op een grote, maar selectieve steekproef. Deze normgegevens gelden voor pijnpatiënten die poliklinisch in behandeling zijn in het academisch ziekenhuis in Maastricht.Toekomstig onderzoek zal moeten uitwijzen of deze normgegevens ook gelden voor andere populaties. Om dit onderzoek mogelijk te maken worden gebruikers van de PCCL vriendelijk verzocht hun data beschikbaar te stellen aan de onderzoekers. Gelieve hiervoor de volgende richtlijnen voor het gebruik van de PCCL grondig door te nemen: Onderzoekers en/of behandelaars die de PCCL wensen te gebruiken worden verzocht zich te melden bij het secretariaat van het PKC te Maastricht. Gebruikers worden verzocht de PCCL te gebruiken conform de richtlijnen vermeld in deze handleiding (hoofdstuk 8). PCCL-formulieren kunnen worden besteld bij het PKC of gedownload worden van de internet-site van het PKC: Als gebruikers bereid zijn hun PCCL-data ter beschikking te stellen, dan vragen de onderzoekers kopieën van volledig ingevulde PCCLformulieren, inclusief de lijst klinische en socio-demografische variabelen (zoals geslacht, leeftijd, burgerlijke staat, woonsituatie, opleiding, werkstatus, ziekte c.q. diagnose en pijnduur), op te sturen naar het secretariaat van het PKC. Pijn Kennis Centrum t.a.v. Mevr. S. Reijnders, secretaresse academisch ziekenhuis Maastricht Postbus AZ Maastricht Telefoon: Telefax: sre@sane.azm.nl 34 35

19 Doelgroep De PCCL is ontwikkeld als globaal screeningsinstrument in de klinische setting. De PCCL kan gebruikt worden door professionals, die voldoende opgeleid zijn in het gebruik en de interpretatie van psychometrische instrumenten, zoals psychologen, psychologische assistenten en pedagogen. De somscores kunnen mogelijk dienen als aangrijpingspunt voor behandeling. De PCCL kan ook worden gebruikt voor wetenschappelijk onderzoek. Indien de gebruiker geïnteresseerd is in slechts één construct wordt aanbevolen terug te grijpen naar de oorspronkelijke vragenlijsten (PCL, PBV of CPV) Afname De PCCL kan individueel afgenomen worden. Daarbij verdient het de voorkeur dat de proefpersoon de PCCL zelf leest en beantwoordt. De verwachting is dat bij een interview de patiënt sneller sociaal wenselijke antwoorden zal gaan geven. Het strekt tot de aanbeveling dat een proefleider bij het lezen van de instructie aanwezig is om eventuele vragen te beantwoorden.vervolgens gaat de proefleider op een andere plaats in de ruimte een activiteit verrichten of verlaat de ruimte. Ook wordt afgeraden een partner, ander familielid of vriend(in) tijdens het invullen van de PCCL in dezelfde ruimte te laten verblijven. Dit om te voorkomen dat diegene gaat meelezen en overleggen. Er is nog geen ervaring opgedaan met het groepsgewijs afnemen van de PCCL. Iedereen die de Nederlandse taal in woord en geschrift redelijk beheerst kan de PCCL invullen. De afnameduur bedraagt 10 tot 15 minuten. Het verdient aanbeveling dat de proefleider de ingevulde PCCL controleert op items die zijn overgeslagen en indien dit het geval is, de patiënt deze vraag (vragen) alsnog laat invullen. De vragenlijst staat afgedrukt in bijlage 2. Scoring Per item van de PCCL geeft de patiënt aan in welke mate hij/zij het eens is met het item door een kruisje te zetten in één van de hokjes. De items van de PCCL worden beantwoord op een 6-punts Likert schaal. Hieronder staan de antwoorden met de bijbehorende score: helemaal mee oneens = 1 tamelijk mee oneens = 2 een beetje mee oneens = 3 een beetje mee eens = 4 tamelijk mee eens = 5 helemaal mee eens = 6 De items 8, 10, 13 en 39 moeten gespiegeld worden. Dit betekent dat de score 1 wordt gespiegeld naar 6, 2 naar 5, 3 naar 4, 4 naar 3, 5 naar 2 en 6 naar 1.Voor het berekenen van de somscore per schaal worden de scores, van de tot die schaal behorende items, bij elkaar opgeteld, zie tabel 10. De somscore wordt vervolgens gedeeld door het aantal items, waardoor een schaalscore ontstaat. Deze schaalscore ligt voor iedere schaal tussen 1 en 6. Tabel 10. Gegevens voor het berekenen van de schaalscore per schaal. Schaal Item-nummer Schaalscore * CAT (12 items) 1-6 PCO (11 items) 1-6 INT (11 items) 1-6 EXT (8 items) 1-6 * De score behorende bij elk itemnummer sommeren voor de somscore. De somscore delen door het aantal items. Dit getal is de schaalscore. Missende waarde Indien een patiënt 10-15% van de vragen (dit betekent 1 à 2 vragen per subschaal) niet heeft ingevuld, dan kan de missende waarde vervangen worden door het subschaal gemiddelde van die patiënt. Indien meer dan 20% niet is ingevuld, zijn de gegevens van de betreffende subschaal niet bruikbaar. De normering staat beschreven in hoofdstuk 4. Om de bruikbaarheid zo groot mogelijk te maken is in bijlage 3 een scoringstabel toegevoegd, waarin per schaal de waarden kunnen worden ingevuld en de z-scores kunnen worden berekend. In deze tabel staat tevens aangegeven welke waarde aan de z-scores kunnen worden toegekend

20 Een rekenvoorbeeld Hoofdstuk 9 Literatuurlijst Hieronder volgt een voorbeeld om de normeringsmethode te illustreren. Een 54 jarige vrouw behaalt op de schaal CAT een score van 3,78. Is dit normaal? Zij is gehuwd en heeft een HBO opleiding. Ze heeft pijn op meerdere locaties (diffuus), maar geen rugklachten. Deze pijnklachten bestaan reeds 10 jaar. Volgens de normeringstabel is haar voorspelde score op de schaal Catastroferen 3,515 (voor de berekening zie tabel 11). Haar ruwe residu (het verschil tussen de werkelijke score en de score die verwacht zou worden op basis van haar persoonskenmerken) is dus: Ei = Yi ^Yi = 3,78 3,515 = 0,265. De SD(residu) is bij deze schaal 1,156 (zie tabel 6). Het standaardresidu is dus: Zi = ei / SD(residu) = 0,265 / 1,156 = 0,23. Volgens de normeringstabel in bijlage 3 is deze Z-score volkomen normaal. In vergelijking met andere patiënten met soortgelijke kenmerken scoort deze patiënt dus normaal op de subschaal CAT. Tabel 11. Voorbeeld Persoonskenmerk Codering X Regressiegewicht ß ß * X Constante 1 2,825 2,825 Leefcen = 4 0,0024 0,0096 Leecen2 4 2 = 16 0, ,0074 Geslacht 2 0,146 0,292 Opleiding laag 0 0,408 0 Opleiding hoog 1-0,311-0,311 Pijnlokatie 2 0,346 0,692 Rugpijn Duurcen 10 5 = Duurcen2 5 2 = Totaal 3,

21 Du Toit S., Du Toit M., Jöreskog K.G., Sörebom D. Interactive LISREL: User s guide. Chicago, IL: Scientific Software International Inc, Kopec J., Esdaile J.M., Abrahamowicz M., Abenhaim L.,Wood-Dauphinee S., Lamping D.L.,Williams J.I.The Quebec Back Pain Disability Scale. Measurement properties. Spine 1995;20(3): Kuile M.M. ter., Linssen A.C.G., Spinhoven P.The development of the Multidimensional Locus of Pain Control Questionnaire (MLCP): Factor Structure, reliability, and validity. Journal Psychopathology and Behavioral Assessment, 1993; 15: McCracken L.M., Zayfert C., Gross R.T.The Pain Anxiety Symptom Scale: development and validation of a scale to measure fear of pain. Pain, 1992; 50: Melzack R.The McGill Pain Questionnaire: major properties and scoring methods. Pain, 1975; 1: Melzack R.,Wall P.D. Pain mechanisms: a new theory. Science, 1965; 150: Miller R.P., Kori S.H.,Todd D.D.The Tampa Scale: Unpublished report, Schoppink L.E.M., van Tulder M.W., Kroes B.W., Beurskens A.J.H.M., de Bie R.A. Reliability and validity of the Dutch adaptation of the Quebec Back Pain Disability Scale. Physical Therapy 1996;76: Spinhoven P., Kuile M.M. ter, Linssen A.C.G. Coping met Pijn Vragenlijst (CPV) handleiding/ experimentele versie. Lisse: Swets & Zeitlinger, Stomp-van den Berg S.G.M.,Vlaeyen J.W.S., Kuile M.M. ter, Spinhoven P., Breukelen G. van, Kole-Snijders A.M.J. Meetinstrumenten chronische pijn: deel 2 Pijn Coping en Cognitie Lijst (PCCL). Maastricht: Pijn Kennis Centrum, Sullivan M.J.L., Bishop S.R., Pivik J.The Pain Catastrophizing Scale: development and validation. Psychological Assessment, 1995; 7: Van Damme S, Crombez G, Bijttebier P, Goubert L,Van Houdenhove B. A confirmatory factor analysis of the Pain Catastrophizing Scale: invariant factor structure across clinical and non-clinical populations. Pain 2002;96(3): Verkes J.,Vanderiet K.,Vertommen H., Kloot W.A. van der, Meij J.Van der. De MPQ-DLV: een standaard Nederlandstalige versie van de MqGill Pain Questionnaire voor België en Nederland., In: Kloot W.A. van der, Vertommen H. (red.) De MPQ-DLV. Een standaard Nederlandstalige versie van de MqGill Pain Questionnaire. Achtergronden en handleiding. Lisse: Swets & Zeitlinger, Vlaeyen JW, Linton SJ. Fear-avoidance and its consequences in chronic musculoskeletal pain: a state of the art. Pain 2000;85(3): Vlaeyen J.W.S., Geurts S.M., Kole-Snijders A.M.J., Schuerman J.A., Groenman N.H., Eek H. van.what do chronic pain patients think of their pain? Towards a pain cognition questionnaire. British Journal of Clinical Psychology, 1990; 28: Vlaeyen J.W.S., Breukelen G. van, Stomp-van den Berg S.G.M., Kole-Snijders A.M.J. Meetinstrumenten chronische pijn: deel 4. De Pijn Cognitie lijst, PCL Handleiding en normgegevens. Maastricht: Pijn Kennis Centrum, Ware JJ, Sherbourne CD.The MOS 36-item short-form health survey (SF-36). I. Conceptual framework and item selection. Medical Care 1992; 30: Zee K.I. van der, Sanderman R. Het meten van de algemene gezondheidstoestand met de RAND-36: een handleiding. Groningen: Noordelijk Centrum voor Gezondheidsvraagstukken, Dankwoord Dit project is mede mogelijk gemaakt dankzij de hulp van Inge Lamé, datamanager van het PKC voor de zorgvuldige data-opslag, het secretariaat van de pijnpoli azm, en aan Albére Köke, Maarten van Kleef, Jaap Patijn en Peter Heuts voor hun constructieve feedback tijdens het project

22 Bijlage 1. Exploratieve factor-analyse met bijbehorende betrouwbaarheids- en validiteitsgegevens 42 43

23 Inleiding Hoewel de algemene fit-maten in de confirmerende factoranalyse voldoende waren, was er wel sprake van zeer lage ladingen van een aantal items, met name op de vierde factor, die overeenkomt met de subschaal Externe pijnbeheersing. Om deze reden is besloten opnieuw exploratieve factoranalyse uit te voeren, op basis van de items van de PCCL. Deze analyses worden uitsluitend ter informatie in deze bijlage weergegeven. De data zijn immers gebaseerd op slechts één bron, de pijnpoli van het azm. De resultaten zijn voorlopig alleen van toepassing voor patiënten uit deze setting. Factorstructuur Exploratieve factoranalyse De exploratieve analyse werd uitgevoerd door middel van Principale factor analyse (PFA met oblimin rotatie) in SPSS. Het aantal factoren werd bepaald aan de hand van de eigenwaarden van de factoren. De eigenwaarde moest groter zijn dan 1.Wanneer dit echter teveel factoren opleverde, werden alleen die factoren getrokken waarvan de eigenwaarde duidelijk hoger was dan die van de volgende (de Scree-test). Items met een initiële communaliteit lager dan 0,10 werden verwijderd, evenals items met een factorlading lager dan 0,40.Wanneer een item op meerdere factoren hoog laadde, maar het verschil in lading op de factoren was groter dan 0,10 werd gekeken naar de hoogste lading.wanneer het verschil echter kleiner was dan 0,10 werd het item verwijderd. Via deze methode konden 5 of 4 factoren worden getrokken.wanneer uitgegaan werd van vijf factoren, werden 9 items verwijderd (items 6, 8, 10, 30, 32, 35, 39, 41, 42) op basis van ofwel te lage ladingen op de factoren, ofwel hoge ladingen op meerdere factoren. De subschalen Catastroferen, Pijncoping en Interne pijnbeheersing bleven nagenoeg gelijk, maar bevatten minder items dan voorheen (respectievelijk 9, 7 en 10). De subschaal Externe pijnbeheersing werd opgesplitst in twee aparte schalen, waarvan één de items met betrekking tot bidden en God bevatte (N = 3), en de andere de items die betrekking hadden op artsen (N = 4).Wanneer werd uitgegaan van vier factoren, gebeurde hetzelfde met de subschalen Catastroferen, Pijncoping en Interne pijnbeheersing, als in het vijf factoren model. In de subschaal Externe pijnbeheersing resteerden alleen nog de items met betrekking tot bidden en God, de items die betrekking hadden op artsen werden uit de schaal verwijderd. Aangezien de items met betrekking tot bidden/god en artsen inhoudelijk tot hetzelfde construct behoren (Externe pijnbeheersing), levert het opsplitsen van deze schaal in praktisch opzicht niets op. Een ander nadeel van het opsplitsen van deze factor is dat de twee nieuwe subschalen uit een relatief klein aantal items bestaan, wat ten koste gaat van de betrouwbaarheid van de schalen. Inderdaad bleek de Cronbach s alfa van de subschaal Externe pijnbeheersing bidden/god wel voldoende (0,80), maar die van Externe pijnbeheersing artsen, aan de lage kant (0,69). Om deze redenen ligt onze voorkeur bij het behouden van vier subschalen. Echter, in het vier factoren model verdwijnen alle items met betrekking tot artsen, en resteren enkel de drie items over bidden en God. In onze opinie komt dit de validiteit van de subschaal niet ten goede, aangezien het al dan niet bidden in moeilijke situaties, niet alleen afhankelijk is van een externe beheersingsoriëntatie, maar tevens van de religiositeit van een individu. De items met betrekking tot artsen lijken inhoudelijk wel degelijk bij te dragen aan de subschaal. Daarnaast blijken de ladingen van deze items op deze factor ofwel boven de 0,40 ofwel dicht bij de grens van 0,40 te liggen (resp. 0,399; 0,463; 0,397; 0,488). Om deze reden is uiteindelijk besloten deze items toch in de subschaal te handhaven. Concluderend kan gezegd worden dat ondanks dat op statistische gronden een aantal items ofwel een nieuwe factor moet vormen ofwel verwijderd wordt uit de factor, op inhoudelijke gronden is besloten deze items toch in één schaal te handhaven. Hoewel de factorstructuur gelijk blijft aan de originele, is wel het aantal items verminderd. In tabel 12 wordt beschreven hoe de itemselectie in de factoranalyse heeft plaatsgevonden. In tabel 13 staat beschreven welke items tot welke schaal behoren in het nieuwe model

24 Tabel 12. Stapsgewijze itemselectie op basis van factoranalyse Stap Aantal Eigenwaarden Aantal Items die voor de volgende nr. items factoren stap worden verwijderd (+ reden) ,3; 5,0; 2,3; 1,9; ,6; 1,4; 1,3; 1,1; etc. (hoogste lading < 0,40) ,1; 4,6; 2,2; 1,9; ,6; 1,3; 1,2; 1,1; etc. ( verschil tussen twee hoogste ladingen < 0,10) ,1; 4,6; 2,2; 1,9; 5 * geen 1,6; 1,3; 1,2; 1,1; etc. * Uiteindelijk zijn twee factoren samengevoegd tot één, die de subschaal Externe pijnbeheersing vormt. Zie ook tabel 13. Tabel 13 Items per schaal Schaal Item-nummers Catastroferen 13, 18, 19, 20, 22, 24, 28, 29, 40 (9 items) Pijncoping 2, 9, 11, 17, 23, 27, 37 (7 items) Interne pijnbeheersing 1, 4, 7, 14, 16, 25, 31, 33, 34, 38 (10 items) Externe pijnbeheersing * (God) 3, 21, 36 (artsen) 5, 12, 15, 26 (7 items) Externe pijnbeheersing is uiteindelijk één subschaal gebleven met de items met betrekking tot zowel artsen als God/Bidden, en bestaat uit 7 items. Om te bepalen welk model het beste gebruikt kan worden, is tevens van het nieuwe model de betrouwbaarheid en validiteit berekend, zodat deze van beide modellen met elkaar vergeleken kunnen worden. Daarnaast is opnieuw confirmatieve factoranalyse uitgevoerd. Hoewel het niet gebruikelijk is om zowel exploratieve als confirmatieve factoranalyse op basis van dezelfde data uit te voeren, werd dit toch gedaan met als doel het vergelijken van het nieuwe model met het oorspronkelijke. Ondanks dat de items met de lage ladingen wel in de PCCL zijn gehandhaafd, is het toch mogelijk dat de fitmaat nu iets is verbeterd vanwege de negen verwijderde items.voor de beschrijving van de methode wordt verwezen naar hoofdstuk 2. De analyses zijn voor het nieuwe model op dezelfde manier uitgevoerd. Op basis van de vergelijking van de modellen in betrouwbaarheid, validiteit en de modelfit, zal worden besloten welk model wordt aangehouden en dus op basis van welk model de normgegevens worden berekend. Confirmatieve factoranalyse Opnieuw werd confirmatieve factoranalyse met het programma LISREL uitgevoerd om het nieuwe model zoals beschreven in hoofdstuk 4 te toetsen. Ook hier werd de analyse gedaan op basis van polychorische correlaties. De Non-Normed Fit Index blijkt iets verbeterd (NNFI = 0,97; was 0,96). Aangezien de items die in de eerste analyse lage ladingen hadden, nog in het model aanwezig zijn, is er nog steeds sprake van een aantal items met lage ladingen. Hier betreft het item 15 (r = 0,27) en item 23 (r = 0,19). Desondanks zijn de overige fitmaten beduidend verbeterd (GFI = 0,93 (> 0,90), was 0,87; RMSEA = 0,070 (< 0,080), was 0,12). Concluderend kan gesteld worden dat ondanks dat de factorstructuur werd gehandhaafd, het weglaten van een aantal items voldoende bleek om de fitmaten beduidend te verbeteren. Psychometrische kenmerken Betrouwbaarheid Van het nieuw verkregen model is tevens per subschaal de interne consistentie (Cronbach s alfa) berekend (tabel 14).Vergeleken met de originele subschalen is er geen duidelijke verbetering of verslechtering opgetreden (ondanks het kleinere aantal items).wel is er een hogere gemiddelde inter-item correlatie. Het verwijderen van een aantal mindere eenduidige items heeft blijkbaar tot gevolg dat de resterende items meer hetzelfde construct meten. De betrouwbaarheid van de subschalen CAT, PCO en INT blijft dus goed, en die van de subschaal EXT blijft voldoende. In tabel 15 staan de correlaties tussen de nieuw gevormde subschalen vermeld. Ook hier is geen substantiële verandering opgetreden