De Brief Symptom Inventory (BSI) De betrouwbaarheid en validiteit van een handzaam alternatief voor de SCL-90. Edwin de Beurs* Frans Zitman*

Transcriptie

1 De Brief Symptom Inventory (BSI) De betrouwbaarheid en validiteit van een handzaam alternatief voor de SCL-90 Edwin de Beurs* Frans Zitman* Abstract *Afdeling Psychiatrie Leids Universitair Medisch Centrum In deze bijdrage wordt verslag gedaan van onderzoek naar de psychometrische eigenschappen van een nieuwe en ingekorte vertaling van de Symptom Checklist 90 (SCL- 90), de Brief Symptom Inventory (BSI). De BSI bestaat uit 53 items en invullen kost iets meer dan de helft van de tijd benodigd voor de SCL-90. Desalniettemin vertoont de BSI nagenoeg dezelfde goede psychometrische eigenschappen als de SCL-90. De betrouwbaarheid van de subschalen is voldoende en de validiteit wordt ondersteund door een goed onderscheidend vermogen tussen zowel patiënten en gezonde respondenten als tussen patiënten groepen met verschillende diagnoses onderling. De dimensies van het instrument komen, in tegenstelling tot de SCL-90, precies overeen met het Amerikaanse origineel en met de toebedeling van items aan subschalen die internationaal gehanteerd worden. Naast de dimensies kan met de BSI het aantal symptomen en de ernst van aanwezige symptomen gescoord worden. Vooral deze subschalen van de BSI zijn gevoelig voor therapie-effect. Al met al kunnen we gebruik van de BSI als efficiënt en betrouwbaar alternatief voor de SCL-90 van harte aanbevelen. Inleiding De meest gebruikte vragenlijst in de geestelijke gezondheidszorg is de Symptom Checklist (SCL-90; {Arrindell, /id}. De SCL-90 is een zelf-invul lijst voor het meten van symptomen van psychopathologie bij volwassenen. De lijst kan worden gebruikt om een eerste indruk te krijgen van de aard en de ernst van de klachten bij een patiënt die behandeling zoekt voor psychische klachten. Het instrument omvat negen schalen waarmee verschillende dimensies van psychopathologie gemeten worden. Er worden veel voorkomende klachten gemeten als depressie, angst, en somatische klachten. Ook komen minder vaak voorkomende symptomen van psychopathologie aan bod, zoals vijandigheid, paranoïde denkbeelden en klachten die op psychotische symptomen wijzen. Scores op de dimensies geven een beeld van de aard van de klachten waaraan een patiënt lijdt. De

2 BSI, de Beurs & Zitman totaalscore op het instrument geeft een indicatie van de ernst van de psychopathologie. Het instrument heeft een brede meetpretentie: anders dan instrumenten voor een specifiek klachtgebied, zoals bijvoorbeeld de Beck Depression Inventory (Beck & Steer, 1987) voor depressie, komt in de SCL-90 een breed scala aan psychische klachten of symptomen aan bod. In de klinische praktijk wordt het instrument vaak gebruikt als screeninginstrument om een eerste indruk te krijgen van de psychiatrische stoornis(sen) waaraan een nieuw aangemelde patiënt lijdt. Tevens wordt het instrument veel gebruikt als uitkomstmaat bij het evalueren van therapie-effect. Vanwege de brede meetpretentie van de SCL-90 is het voor beide doeleinden een aantrekkelijk instrument. Eind jaren 80 is de SCL-90 aan zijn opmars in Nederland begonnen en voor het meten van klachten bij patiënten in ambulante zorg is de SCL-90 de standaard geworden. Deze standaardisatie is op zich gunstig. Het komt de communicatie tussen vakgenoten ten goede wanneer velen hetzelfde instrument gebruiken en onderlinge vergelijking van scores van patiënten wordt aanzienlijk gefaciliteerd. Omdat de SCL-90 ook in de internationale onderzoeksliteratuur veel gebruikt wordt is de SCL-90 op het eerste gezicht dan ook het aangewezen instrument om in Nederlands onderzoek op te nemen. Toch kleeft er een aantal bezwaren aan de SCL-90. Ten eerste is de lijst onnodig lang. Veel dimensies omvatten meer dan 10 items en een dimensie bestaat zelfs uit 18 items (interpersoonlijke sensitiviteit), terwijl vijf of zes items per schaal in het algemeen wel voldoende is. De betrouwbaarheid van schalen wordt na zes items meestal niet veel beter meer door toevoeging van extra items (Nunnally & Bernstein, 1994). Een tweede bezwaar is dat de Nederlandse versie van de SCL-90 niet geheel overeenstemt met de oorspronkelijke Engelstalige versie qua dimensies die gemeten worden. De Nederlandse versie omvat 8 van de 9 Amerikaanse dimensies: de Amerikaanse dimensies paranoïde gedachten en psychoticisme vinden we niet terug in de Nederlandse versie van de SCL-90. De Nederlandse dimensie Slaapproblemen komt in het Engelse origineel niet voor en is bovendien geen betrouwbare schaal. Gedetailleerde bestudering van de wijze waarop individuele items zijn toegewezen aan schalen brengt nog een aantal verschillen aan het licht en tenslotte is de benaming van de dimensies anders dan in de internationale literatuur gebruikelijk is. Het gebrek aan overeenstemming in factorstructuur van de Amerikaanse en Nederlandse SCL-90 is ten dele te wijten aan problemen met de vertaling. Een voorbeeld: Your mind going blank is vertaald als Een gevoel van leegte in plaats van Helemaal van je apropos zijn. Verder is het zo dat de factorstructuur van de Nederlandse SCL-90 verschilt, afhankelijk van de onderzochte steekgroep. In Amerikaans onderzoek (dus binnen hetzelfde taalgebied) zijn overigens ook verschillende dimensies aangetroffen (Lipman, Covi, & Shapiro, 1979). Hoe het ook zij: het feit dat de structuur van de Nederlandse versie niet overeenkomt met de Engelstalige versie bemoeilijkt vergelijking van Nederlandse

3 BSI, de Beurs & Zitman onderzoeksresultaten met internationaal onderzoek. In andere taalgebieden heeft men er dan ook wel voor gekozen de oorspronkelijke structuur van de SCL-90 te behouden (zie bijvoorbeeld (Geisheim et al., 2002). Hier moet wel bij opgemerkt worden dat er niet altijd steun gevonden is voor de Amerikaanse 9 dimensies na vertaling van de SCL-90, niet in de Franse versie (Pariente, Lepine, Boulenger, & Zarifian, 1989), niet in de Duitse SCL-90 (Hessel, Joerg-Schumacher, Geyer, & Braehler, 2001; Schmitz et al., 2000) en niet in de Spaanse BSI(Ruiperez, Ibanez, & Lorente, 2001). Bij de structuur van de Nederlandse SCL- 90 werden onlangs nog vraagtekens gezet (Hafkenscheid, 2004). Iedere psycholoog of psychiater in Nederland die er belang aan hecht om de aard en de ernst van psychische klachten uit te drukken in maat en getal is bekend met de SCL-90. In Nederland is minder bekend dat de maker van de SCL-90, Leonard Derogatis ook een verkorte versie van de SCL-90 heeft samengesteld, de Brief Symptom Inventory (BSI; (Derogatis, 1975a). De BSI werd samengesteld uit telkens 5 of 6 items van de SCL-90 dimensies. Hiervoor werden de items gekozen die volgens factor-analyse het sterkst laadden op hun dimensie en dus het best de inhoud van het te meten concept vertegenwoordigen. Zo is de oorspronkelijk lijst teruggebracht met iets minder dan de helft van de items en bleven er 53 items over. In de Verenigde Staten is de SCL-90 door de BSI verdrongen. Dat is ook niet verbazend aangezien de BSI dezelfde dimensies meet maar met aanmerkelijke minder items en zonder noemenswaardig verlies aan betrouwbaarheid. Voordeel van de BSI boven de SCL-90 is dat de tijd die nodig is voor afname teruggebracht is tot zo n 5 tot maximaal 10 minuten en dat is belangrijke tijdwinst, vooral als de lijst afgenomen wordt als deel van een uitgebreide batterij van vragenlijsten. Afname middels de computer duurt gemiddeld zelfs korter dan 5 minuten. De verkorte versie heeft door de inkorting nauwelijks aan betrouwbaarheid of validiteit ingeboet, getuige Amerikaanse data van (Derogatis, 1975a). Al met al leek het zinnig in navolging van de Amerikaanse ontwikkelingen te komen tot een ingekorte versie van de SCL-90 en het Nederlandse taalgebied te verrijken met een meer handzame vragenlijst. De BSI werd met instemming van de Amerikaanse rechthebbende vertaald en publicatie is in voorbereiding bij Pits in Leiden ( De vertaling werd ingevuld door een representatieve steekproef uit de open bevolking en aan 995 psychiatrische patiënten voorgelegd. Hun antwoorden werden aan psychometrisch onderzoek onderworpen. Bij dit onderzoek werden de volgende vragen gesteld: Hoe is het gesteld met de betrouwbaarheid van de schalen? Hoe valide zijn de schalen? Komt de BSI qua structuur voldoende overeen met het Engelse origineel? Wat is de sensitiviteit en specificiteit van BSI schalen t.b.v. screening? Hoe gevoelig zijn de BSI schalen voor therapie-effect?

4 BSI, de Beurs & Zitman Methode Twee steekproeven De BSI werd afgenomen in twee steekproeven: een representatieve steekproef uit de bevolking en een groep patiënten die zich aanmeldden voor poliklinische behandeling van psychiatrische klachten. De steekproef uit de bevolking was met zorg samengesteld met het oog op representativiteit voor de Nederlandse bevolking als geheel. De steekproef werd getrokken door middel van het telefoonboek en werd gestratificeerd op woonplaatsgrootte en sekse van de respondent, zodat de steekproef in ieder geval representatief was op deze twee aspecten. Alle getrokken personen werden gebeld en hun werd verzocht ten behoeve van wetenschappelijk onderzoek anoniem een aantal vragenlijsten in te vullen. Er werden op deze wijze 363 personen telefonisch benaderd, waarvan er 255 hun medewerking aan het onderzoek toezegden (70%). Om een representatieve steekproef te verkrijgen is een hoge responsratio essentieel. In de telefonische benadering van potentiële respondenten en in de verdere inspanningen om een zo hoog mogelijke responsratio te verkrijgen werd gebruik gemaakt van aanbevelingen uit de Total Design methode van (Dillmann, 1978). Wanneer de persoon instemde met deelname aan het onderzoek werd een vragenlijstpakketje en een gefrankeerde antwoordenveloppe toegestuurd. Het vragenlijst pakket bestond naast de BSI uit een kort lijstje met beschrijvende gegevens (sekse, leeftijd, burgerlijke staat, etc), de Mood and Anxiety Symptoms Questionnaire, MASQ (Clark & Watson, 1991) en de Outcome Questionnaire, OQ (Lambert et al., 1996). Beide laatste lijsten betroffen ook nieuwe vertalingen en waren opgenomen vanwege ander normeringsonderzoek. Indien na twee weken nog geen retour-enveloppe was ontvangen werd een herinnering gestuurd vergezeld van een nieuw vragenlijstpakket en antwoordenveloppe. De tweede steekproef bestond uit psychiatrische patienten, merendeels ambulante patiënten met stemmings-, angst- en somatoforme stoornissen. Sinds februari 2002 werken twee GGZ instellingen in de Leidse Regio, de Rijngeestgroep en de Robert Fleury Stichting samen met het LUMC aan Routine Monitoring in het project "Psychiatrisch Academisch REgistratienetwerk Leiden" (PAREL). Onder Routine Monitoring wordt verstaan het verzamelen van gegevens over de aard en ernst van de klachten van patiënten met stemmings- angst- of somatoforme stoornissen. Er worden diagnostische gegevens verworven en (herhaaldelijk) gegevens over de ernst van de klachten. Gegevensverzameling is ter ondersteuning van de behandeling en voor het doen van wetenschappelijk onderzoek. Als voorbeeld beschrijven we hier kort de gang van zaken op de sectie ambulante volwassenenzorg van de Rijngeestgroep, locatie RijnVeste (Leiden). Bij de andere instellingen werd een vergelijkbare procedure gevolgd. Patiënten die zich aanmeldden voor

5 BSI, de Beurs & Zitman behandeling werden uitgenodigd voor een kennismakingsgesprek bij een psychiater of klinisch psycholoog. Voor het intakegesprek was aan alle patiënten de SCL-90 toegestuurd met de vraag de lijst ingevuld mee te nemen naar de eerste afspraak. In het eerste gesprek werden de patiënten gescreend op de aanwezigheid van één van de eerder genoemde stoornissen. Deze groep werd uitgenodigd deel te nemen aan Routine Monitoring van hun klachten. Vervolgens werd bij deze patiënten door een onderzoeksverpleegkundige een gestandaardiseerd diagnostisch interview afgenomen, de MINI (Sheehan et al., 1998). Dit is een gestructureerd interview van 30 tot 45 minuten waarmee wordt nagegaan of de patiënt voldoet aan de DSM-IV criteria van een groot aantal psychiatrische stoornissen. Na de MINI namen patiënten plaats aan een tafel met een aanraakscherm en beantwoorden zo een aantal vragenlijsten, waaronder de BSI. Tevens werd de ernst van de klachten door de onderzoeksverpleegkundige beoordeeld op een aantal beoordelingsschalen, soms aan de hand van een kort interview. Deze onderzoeksverpleegkundige maakt deel uit van een team dat uitgebreid is getraind in afname van de MINI en beoordeling van de klachten aan de hand van beoordelingsschalen. De onderzoeksverpleegkundigen ontvangen een voortdurende training ter verhoging van de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid en om ongewenste verschuiving in het klinisch oordeel tegen te gaan. De gegevens van Routine Monitoring worden op RijnVeste gebruikt om de patiënten toe te wijzen aan de juiste behandeling. Ook vinden er periodiek vervolgmetingen plaats om het verloop van de klachten gedurende de behandeling te volgen. Een meetsessie met de onderzoeksverpleegkundige neemt bij de voormeting ongeveer twee uur in beslag; nametingen (zonder MINI) duren ongeveer een uur. Op Rijngeestgroep omvatte de steekproef van patiënten die deelnam aan Routine Monitoring ongeveer 80% van de patiënten van de sectie ambulante volwassenenzorg die zich vanaf 2002 tot voorjaar hadden aangemeld voor behandeling en die volgens een eerste klinische indruk in behandeling zouden komen voor een stemming- angst- of somatoforme stoornis. De overige 20% werden niet geïncludeerd: ongeveer 10% werd direct doorverwezen voor opname, bijvoorbeeld vanwege ernstige psychotische symptomen. De andere 10% betrof een groep van patiënten met zo'n ernstige persoonlijkheidsproblematiek dat verwacht werd dat die de behandeling voor angst of depressie in de weg zou staan. Deze patiënten kwamen in behandeling voor hun persoonlijkheidsstoornis, namen niet deel aan Routine Monitoring en werden ook niet geïncludeerd in deze steekproef. Het percentage geïncludeerde patiënten van de Robert Fleury Stichting was iets lager; op het LUMC nemen alle patiënten deel aan Routine Monitoring.

6 BSI, de Beurs & Zitman Meetinstrumenten Om de eerder genoemde vertaalproblemen met de SCL-90 te vermijden werd de BSI opnieuw vertaald uit het Engels door een team van vertalers met een ruime ervaring op het gebied van vragenlijstconstructie en onderzoek naar psychopathologie. Deze nieuwe vertaling werd terugvertaald naar het Engels en kritisch tegen het licht gehouden door een psychopathologie onderzoekster met een tweetalige achtergrond, opgegroeid en opgeleid in de VS. Ook werd de nieuwe vertaling vergeleken met de oude vertaling van de SCL-90. Na een aantal herzieningen leidde dit tot een uiteindelijke versie van de BSI. Net als de oorspronkelijke SCL-90 meet de BSI negen psychopathologie dimensies of klachtgebieden: somatische klachten (SOM), cognitieve klachten (vooral symptomen van obsessief-compulsieve stoornis, maar ook concentratieverlies, COG), interpersoonlijke gevoeligheid (vooral symptomen van sociale fobie, INT), depressie (DEP), angst (ANG), hostiliteit (HOS), fobische klachten (vooral agorafobische angst, FOB), paranoïde gedachten (achterdocht, gevoelens van miskenning, PAR) en psychoticisme (positieve symptomen en teruggetrokken gedrag, PSY). Elke dimensie omvat 4 tot 6 items waarin een "probleem" (een klacht of symptoom) beschreven wordt. Aan de respondent wordt gevraagd aan te geven "in hoeverre men last had van dit probleem de afgelopen week inclusief vandaag" op een vijfpunts Likert schaal lopend van 0 = helemaal geen tot 4 = heel veel. Naast de negen dimensies is er een drietal globale indices voor de ernst van de psychopathologie te berekenen: de gemiddelde score op alle 53 items, het aantal items waarvan de respondent aangeeft op zijn minst enige last te hebben (het aantal aanwezige symptomen) en de ernst van de aanwezige symptomen (de totaalscore op alle items gedeeld door het aantal aanwezige symptomen). Ter bepaling van de convergente en divergente validiteit van de dimensies en de globale indices van de BSI werden in de patiënten steekproef een aantal veelgebruikte zelfrapportage meetinstrumenten afgenomen. Afhankelijk van de DSM-IV diagnose(s) waaraan patiënt voldeed werden klachtenlijsten afgenomen voor specifieke klachtengebieden. Bij alle patiënten werden de klachten beoordeeld op de Montgomery Äsberg Depression Rating Scale (MADRS; (Goekoop et al., 1991). Bij diagnostische subgroepen van patiënten werden zelfrapportage meetinstrumenten afgenomen passend bij hun specifieke diagnoses. Zo vulden 545 patiënten met een depressieve stoornis de gereviseerde versie van de Beck Depression Inventory in (BDI-II; (Beck et al., 1987). Patiënten met een somatoforme stoornis (n =163) vulden de Lichamelijke Klachten Lijst (LKV55; Van Hemert, in druk) in. Patiënten met OCD (n = 75) vulden de Padua Inventory (PADUA, (van Oppen, 1992) in en 35 patienten werden beoordeeld op de Yale Brown Obsessive Compulsive Scale (Y-Bocs; (Goodman et al., 1989). Bij 131 patiënten met een sociale fobie werd de Inventarisatielijst Omgaan met Anderen afgenomen (IOA; (van Dam-

7 BSI, de Beurs & Zitman Baggen & Kraaimaat, 1986) en zij werden beoordeeld op de Liebowitz Social Anxiety Scale (Liebowitz, 1987). Bij 155 patiënten met paniekstoornis met agorafobie werd de Agorafobieschaal (AGO, (Ost, 1990) afgenomen en de ernst van hun klachten werd beoordeeld met de Panic Disorder Severity Scale (PDSS, (Shear et al., 1997). Resultaten De steekproef uit de bevolking Bij het trekken van de steekproef uit de bevolking werden 200 volledig ingevulde vragenlijsten geretourneerd, 55% van alle benaderde personen en 78% van de 255 uitgezette vragenlijsten. De responsratio van 78% is voor een onderzoek via de post zeer aanzienlijk. Desalniettemin werden descriptieve gegevens van de steekproef nauwkeurig vergeleken met gegevens van het Centraal Bureau voor de Statistiek over de Nederlandse bevolking. Tabel 1 biedt een overzicht van beschrijvende gegevens van de steekproef en de resultaten van een vergelijking met gegevens van het CBS anno 2002, het jaar waarin de bevolkingssteekproef werd getrokken. De steekproef bleek representatief wat betreft woonplaatsgrootte, sekse, religieuze achtergrond en arbeidsstatus (werkend, werkloos,wao; niet in de tabel opgenomen). De steekproef verschilde wel qua leeftijdsopbouw enigszins van de Nederlandse bevolking: de leeftijdsgroep van was enigszins ondervertegenwoordigd en de leeftijdsgroep van 65 en ouder was iets oververtegenwoordigd. Dit is vermoedelijk veroorzaakt door de telefonische werving via geregistreerde nummers (veel mobiele nummers, alomtegenwoordig onder jeugdige respondenten, komen niet in het telefoonboek voor en werden dus niet in de steekproef betrokken). De gemiddelde leeftijd van de respondenten was 47.5 jaar, sd = 15.0, range De steekproef van patiënten De steekproef van patiënten had een omvang van N = 995 patiënten, het merendeel poliklinische patiënten (n = 905). De sekseverdeling in deze patiënten steekproef was scheef, 625 (63%) was van het vrouwelijke geslacht. De gemiddelde leeftijd was 38.6 jaar, sd = 12.9, range Bij 888 patiënten in deze steekproef werd een of meer DSM-IV diagnoses vastgesteld. De meest gestelde diagnose was een stemmingsstoornis (n = 520; 419 depressie in engere zin en 71 dystymie en 30 bipolair), gevolgd door een angststoornis (n =468). 176 Patiënten hadden een diagnose somatoforme stoornis; 99 patiënten hadden een stoornis anders dan een stemmings-, angst- of somatoforme stoornis, 107 patiënten hadden geen diagnose volgens de mini. Samen is dit meer dan de 888 patiënten met een diagnose, hetgeen verklaard wordt door comorbiditeit, het samen (tegelijk) voorkomen van meerdere diagnoses bij een patiënt. In Tabel 2 zijn de diagnostische gegevens iets anders

8 BSI, de Beurs & Zitman weergegeven. Gezien het veelvuldig samen voorkomen van stemmings- en angststoornissen is hier een onderverdeling gemaakt van de 995 patiënten in vijf hoofdcategorieën. Basale gegevens: scoreverdeling op de items en schalen Een eerste eis aan een meetinstrument is dat de samenstellende items een goede scoreverdeling laten zien. Wanneer de scoreverdeling op een BSI item scheef en/of gepiekt is wordt het desbetreffende symptoom door te veel respondenten of juist te weinig respondenten gerapporteerd. Een item met een te scheve verdeling geeft weinig informatie. Het is dus zaak als eerste na te gaan of de scores op de items bij benadering normaal verdeeld zijn. De scheefheid en gepiektheid van de items van de BSI is eerst onderzocht bij de respondenten uit de bevolkingssteekproef. Hier waren de scores op de meeste items scheef verdeeld naar links. Dit is ook te verwachten: als een meetinstrument voor psychopathologie wordt voorgelegd aan gezonde respondenten resulteert dat in veel 0- scores ( geen last ). Wat voor de items geldt, is ook waar voor de schalen. Het meest scheef verdeeld waren de schalen voor hostiliteit-, fobische klachten- en somatische klachten. Voor de interpretatie van sores op die schalen heeft dat als consequentie dat het niet zinnig is onderscheid te maken tussen de lage scoringsniveaus (bijvoorbeeld zeer laag, laag en beneden gemiddeld). De grensscores liggen in dit gebied heel dicht bij elkaar. Een prettige bijkomstigheid is dat een representatieve steekproef uit de bevolking van geringe omvang al volstaat voor valide afgrenzingen van normeringniveaus. Voor de evaluatie van de BSI is het echter belangrijker te weten hoe de items en schalen zich gedragen wanneer het instrument is afgenomen bij respondenten waarvoor het bedoeld is: de psychiatrische patiënten. Een aantal items hebben dan opnieuw een scheve en gepiekte scoreverdeling, hetgeen erop wijst dat deze symptomen relatief weinig voorkomen bij de onderzochte groep. Het gaat dan om items als: het idee hebben dat een ander je gedachten kan beïnvloeden (item 3), angst voor open pleinen of grote ruimten (item 8), gedachten aan zelfmoord (item 9), het idee hebben dat je zondig bent en gestraft moet worden (item 34), de aandrang hebben iemand te slaan (item 40) of met dingen te gaan gooien (item 41). Item 3 en item 34 behoren bij de dimensie psychoticisme, ze komen in deze populatie van poliklinische patiënten weinig voor. De laatste twee items omschrijven agressieve handelingen en hierbij kan de neiging sociaal wenselijke antwoorden te geven een rol gespeeld hebben. Ten slotte worden gedachten aan zelfmoord door maar weinig mensen gerapporteerd. Uit bestudering van de scoreverdeling op de schalen en de andere indices van de BSI blijkt dat alleen de hostiliteitschaal enigszins scheef is: relatief weinig patiënten rapporteren klachten op deze schaal. Dat komt overeen met de lage score op de items 40 en 41 zoals die uit analyse van de individuele items naar voren kwam. De andere schalen en indices hebben en mooie normaal verdeling.

9 BSI, de Beurs & Zitman Betrouwbaarheid Ter bepaling van de betrouwbaarheid van de BSI werd zowel de interne consistentie als de test-hertest betrouwbaarheid van de schalen onderzocht. Als coëfficiënt van interne consistentie werd Cronbach s berekend en tevens werden de inter-item correlaties onderzocht. Bij een kleine groep patiënten (N = 45) was de vragenlijst twee maal afgenomen met een tussenpoos van twee tot drie weken, wat het mogelijk maakt test-hertest coëfficiënten te berekenen. De interne consistentie (Cronbachs ), de interitem correlaties (r ii, gemiddelde en range) en de test-hertest correlatie (r tt ) van schalen staan vermeld in Tabel 3. Bij beoordeling van de indexen voor interne consistentie geldt dat men voor individuele diagnostische doeleinden meestal als eis stelt dat de minstens.80 moet bedragen COTAN. De meeste schalen ontstijgen deze grenswaarde en zijn dus voldoende betrouwbaar. Alleen de betrouwbaarheid van de psychoticisme schaal is enigszins onder de maat. In vergelijking met de Amerikaanse BSI vallen de 's van de Nederlandse vertaling iets hoger uit. (Derogatis, 1975a) rapporteert 's met een range van.71 voor PSY tot.85 voor DEP. Vier van de Amerikaanse negen schalen hebben een >.80. In de Nederlandse versie hebben acht van de negen schalen een interne consistentie van >.80 De s van de Nederlandse SCL-90 zijn bij overeenkomstige schalen iets hoger dan de s van de BSI. Zo vermelden (Arrindell et al., 2003) voor de INT schaal een van.92 waar de BSI een van.84 heeft. De hoogte van de s wordt echter mede bepaald door het aantal items waaruit een schaal bestaat (Nunnally et al., 1994). Gezien het geringere aantal items in de schalen van de BSI is dan ook te verwachten dat in een enkel geval de onder de.80 uitkomt. Het is daarom ook belangrijk te kijken naar de gegevens met betrekking tot de intercorrelatie van de samenstellende items. Een gemiddelde inter-item correlatie van rond de r =.50 is mooi. De items hebben dan zo n 25% overlap qua inhoud. De range van de inter-itemcorrelaties is interessant, omdat deze juist groter wordt naarmate het aantal items toeneemt. De laagste waarde moet niet te laag zijn (dat kan duiden op een item dat buiten de groep van de schaal valt), maar ook niet te hoog (dat duidt op een redundant item paar). Inspectie van de inter-itemcorrelaties in Tabel 3 leert dat de items in de schalen voldoende samenhangen zonder redundant te zijn. Vaststellen van de test-hertest betrouwbaarheid van de BSI is van belang om de bruikbaarheid van het instrument aan te tonen voor het meten van verandering van symptomen over de tijd (bijvoorbeeld ten gevolge van therapie). De test-hertest coëfficiënten geven aan dat alle schalen voldoende stabiel zijn over een korte hertest periode van twee tot drie weken. De coëfficiënten komen goed overeen met gegevens van (Derogatis, 1975a) voor de Amerikaanse BSI. Hij vindt test-hertest coëfficiënten van r tt =.68 voor de SOM

10 BSI, de Beurs & Zitman schaal tot r tt =.91 voor de FOB schaal. In de Nederlandse vertaling loopt de test-hertest betrouwbaarheid van r tt =.71 voor de SOM schaal tot r tt =.89 voor de FOB schaal. Validiteit Interne validiteit: de dimensies van de BSI Met een confirmerende factoranalyse (Lisrel 8.30) (Joreskog & Sorbom, 1999) werd onderzocht in hoeverre de Amerikaanse structuur van de BSI met negen dimensies is terug te vinden in de Nederlandstalige versie. Tevens werden een aantal alternatieve indelingen in dimensies onderzocht. De resultaten staan vermeld in Tabel 4. Voor de onderlinge vergelijking van de modellen geven we een paar vuistregels op basis van de literatuur{byrne /id}. Een hoge waarde van de 2 in vergelijking tot de vrijheidsgraden (df) duidt op een slechte fit. De RMSEA moet kleiner zijn dan.05. De ECVI index moet zo klein mogelijk zijn. De SRMR, AIC en CAIC worden gebruikt om de passendheid van verschillende modellen op dezelfde data onderling te vergelijken. Het model met de laagste SRMR past het best en hetzelfde geldt voor de AIC en CAIC. De CFI en de AGFI zijn veelgebruikte indices van de fit van het model: een waarde >.90 duidt op een goede fit van het model. De conclusie luidt dat de oplossing zoals voorgesteld door Derogatis voor deze data superieur is aan de andere modellen op bijna alle indices, al houdt de fit niet over: de c2 waarde is significant en de CFI <.90. Dat geldt overigens ook voor de SCL-90. (Arrindell, Boomsma, Ettema, & Steward, 2004) presenteren fit indices voor verschillende modellen voor de SCL-90. Het optimale model is in hun data de acht-factor oplossing, maar de alternatieve modelen (negen factoren of een één-factor model) zijn niet veel slechter en bij geen enkel model ontstijgt de CFI de Blijkbaar is twijfelachtig of het instrument wel echt zo multidimensioneel is als graag wordt aangenomen (vgl. Hafkenscheid, 2004). Ten behoeve van de compatibiliteit met internationaal onderzoek houden we vast aan een indeling van schalen die in overeenstemming is met de Amerikaanse BSI. Deze gedragslijn wordt ook bij andere Europese versies van de BSI gevolgd, ondanks het feit dat de oorspronkelijke factorstructuur na vertaling zelden volkomen teruggevonden wordt. Door de meeste onderzoekers wordt steun voor één algemene factor gerapporteerd (Geisheim et al., 2002; Hessel et al., 2001; Pariente et al., 1989; Ruiperez et al., 2001; Schmitz et al., 2000). Begripsvaliditeit: de samenhang met de SCL-90 Vóór de afname van de BSI hadden de respondenten thuis de SCL-90 ingevuld. Bij het versturen van de uitnodiging voor het intakegesprek was de SCL-90 ingesloten. De tijd die was verstreken tussen invullen van de SCL-90 en afname van de BSI was nooit langer dan

11 BSI, de Beurs & Zitman twee weken. Dit stelde ons in staat bij 220 respondenten de samenhang tussen schalen van beide instrumenten te onderzoeken. Tabel 5 geeft de correlatiecoëfficiënten. De coëfficiënten die in een vet lettertype zijn afgedrukt geven de samenhang tussen inhoudelijk identieke schalen. Uit tabel 5 blijkt overduidelijk steun voor de convergente en divergente validiteit van de BSI schalen: de samenhang met overeenkomstige schalen van de SCL-90 is substantieel (range van r s = ) en in de orde van grootte van de test-hertest betrouwbaarheid van de SCL-90 (range r tt s = , (Arrindell et al., 1986). We kunnen met recht spreken van twee parallelle meetinstrumenten. De samenhang van schalen die qua inhoud verschillen is aanzienlijk lager (over het algemeen r <.50). De correlatiecoëfficiënten die Derogatis geeft voor de BSI en de SCL-90-R (Derogatis, 1975b) liggen in een range van r =.92 tot r =.99 en zijn daarmee over het algemeen iets hoger dan onze correlatiecoëfficiënten (de vetgedrukte coëfficiënten in Tabel 7). Hierbij dient in aanmerking genomen te worden dat Derogatis de SCL-90 en de BSI op hetzelfde moment liet invullen door respondenten, terwijl bij onze respondenten er twee tot vier weken verstreken waren tussen invulling van de SCL-90 en de BSI. Bovendien vulden onze patiënten de SCL-90 thuis in en de BSI achter een aanraakscherm op de polikliniek. Beide omstandigheden zullen de correlatie tussen scores op dezelfde Nederlandse schalen enigszins drukken. Concurrente validiteit: samenhang met andere schalen voor psychopathologie Naast de samenhang met de eerder ingevulde SCL-90 is de concurrente validiteit ook afgemeten aan de samenhang met andere (sub)schalen. Concurrente en divergente validiteit van de BSI schalen moet blijken uit hogere correlatie tussen schalen die hetzelfde concept meten en lagere correlaties tussen schalen die verschillende concepten meten.(zie tabel 6). Correlaties tussen parallelle schalen zijn vet gebruikt weergegeven. Steun voor de concurrente validiteit van de SOM schaal blijkt uit de substantiële correlatie met de LKV totaalscore. De COG score hangt sterk samen met de PADUA totaalscore en iets minder met de Y-BOCS beoordelingsschaal. Beide meten de ernst van OCD-symptomen en deze samenhang weerspiegeld de dwang inhoudt van een aantal van de COG items. Opmerkelijk is hoge samenhang van de COG schaal met de BDI. Blijkbaar heeft de COG schaal ook een depressieve kleur. De INT schaal hangt het sterkst samen met de totaalscore voor spanning van de IOA. Het patroon van correlaties van de INT met de LSAS is niet conform de verwachting. De totaalscore voor angst volgens de LSAS hangt het sterkst samen met de fobische angst (FOB) en met de algemene schaal (ANG) van de BSI en niet met de INT schaal. De IN-schaal zelf hangt het sterks samen met de BDI-II score. De DEP schaal hangt het sterkst samen met de BDI en de MADRS. Opvallend is dat de totaalscore op de BSI ook sterk samenhangt met de BDI, wat de indruk geeft dat de BSI

12 BSI, de Beurs & Zitman totaalscore vooral een depressieve kleur heeft. Met de AGO schaal hangt de FOB schaal het sterkst samen, gevolgd door de ANG schaal. Dit zijn ook de BSI schalen die het sterkst met de PDSS samenhangen. We kunnen concluderen dat het patroon van correlaties over het algemeen in overeenstemming is met de theoretische inhoud van de BSI dimensies. Alleen de correlaties met de LSAS zijn anders dan verwacht. Discriminante validiteit Patiënten vs. de bevolking Een eerste test voor discriminante validiteit is of het instrument in staat is onderscheid te maken tussen psychiatrische patiënten en respondenten uit de open bevolking. De scores van beide groepen op de negen schalen van de BSI (SOM t/m PSY) werden onderzocht met multivariate variantie analyse. Hieruit kwam op multivariaat niveau een significant verschil tussen beide groepen naar voren (Wilks = 0.51 ; F(9,1185) = ; p < 0.001). De univariate uitkomsten staan weergegeven in Tabel 7. De scores van beide groepen op de drie aanvullende BSI indices werden vergeleken met paarsgewijze t-tests. In de tabel staan voor deze variabelen de toetsingsgrootheden T (df =444) weergegeven. Uit de resultaten komen forse verschillen in gemiddelde score tussen beide groepen naar voren, het duidelijkst op de DEP schaal. Patiënten en respondenten uit de bevolking verschillen het minst op de PAR- en de HOS-schaal. Met een Receiver Operator Characteristic Curve (ROC) analyse kan worden onderzocht wat het optimale afkappunt is voor iedere schaal om de overgang van normale klachten naar psychopathologie te markeren. In zo n analyse wordt voor een grote reeks scores de sensitiviteit (het vermogen om ware gevallen of patiënten te detecteren) en de specificiteit (het vermogen vals positieven te vermijden) berekend. Vervolgens wordt een curve getekend waarin de sensitiviteit is afgezet tegen 1 de specificiteit. Een curve die op de diagonaal ligt, duidt erop dat de schaal niet beter dan kans presteert. Hoe meer de curve gekromd is en afwijkt van de diagonaal, hoe meer het gebied onder de curve nadert naar 1 en hoe beter het gesteld is met de sensitiviteit (= geschiktheid om ware gevallen te detecteren) en 1 - de specificiteit (= mate waarin vals positieven gevonden worden). In tabel 8 staan voor de BSI schalen de optimale afkappunten, de bijbehorende sensitiviteit en specificiteit en de area under the curve (AUC, een index van het onderscheidend vermogen van de schalen met een range van 0.5 tot 1.0) berekend met een ROC analyse van de gecombineerde gegevens van de patiënten steekproef en de respondenten uit de bevolking. Deze gegevens geven het vermogen van de schalen om onderscheid te maken tussen de respondenten uit de normale bevolking en patiënten weer. We zijn er hierbij vanuit gegaan dat geen van de respondenten uit de bevolkingssteekproef aan een psychiatrische stoornis lijdt. Deze aanname zal niet geheel juist zijn: de prevalentie

13 BSI, de Beurs & Zitman van psychiatrische stoornissen wordt geschat op 10 tot 15% van de bevolking. De resultaten met betrekking tot de sensitiviteit en specificiteit zijn dus iets vertekend ten nadele van de BSI. In tabel 8 is in de tweede kolom de grensscore weergegeven waarbij een optimale sensitiviteit wordt gecombineerd met een acceptabele specificiteit (de grensscore zelf doet mee voor de vaststelling dat een respondent aan de stoornis lijdt). Deze grenswaarde wordt gehanteerd wanneer het vooral belangrijk is geen ware gevallen te missen. Bij een score groter of gelijk aan 0.50 op de totaalscore (TOT) van de BSI wordt bijvoorbeeld 16 % van de ware cases gemist (vals negatieven) en 30 % ten onrechte als een patiënt met een stoornis beschouwd (vals positieven). De tweede reeks grensscores in kolom 4 wordt gehanteerd in het omgekeerde geval, wanneer men niet te veel vals positieven wil vinden en men het missen van een zeker aantal ware gevallen op de koop toeneemt. Een score groter of gelijk 0.84 op de TOT-schaal levert 15 % vals positieven en 32 % gemiste ware gevallen (vals negatieven). Verschillende patiëntengroepen Dat de BSI onderscheid kan maken tussen respondenten met en zonder psychiatrische klachten is mooi, maar vanuit het oogpunt van validatie wel de lichtste eis die men kan stellen aan een maat voor psychopathologie. Interessanter is of subschalen van het instrument in staat zijn om onderscheid te maken tussen klinische groepen. Eerste werden ambulante patiënten en opgenomen patiënten met elkaar vergeleken. De totale groep patiënten bestond uit 905 poliklinische patiënten en 90 opgenomen patiënten. Uit de vergelijking van de scores van deze twee groepen kwam op multivariaat niveau een significant verschil naar voren (Wilks = 0.97 ; F(9, 985) = ; p < 0.001). Univariaat werd alleen een verschil gevonden of de SOM, PAR, en FOB dimensies, met hogere scores voor opgenomen patiënten. Op basis van de diagnostische gegevens van de MINI werden groepen patiënten samengesteld: een groep met stemmingsstoornissen, een goep met angststoornissen, en een groep zonder angst- of stemmingsstoornis (een andere diagnose of geen diagnose). De groep met zowel een stemmings- als een angststoornis werd buiten beschouwing gelaten. Met discriminant analyse werd onderzocht welke schalen het best onderscheid konden maken tussen deze groepen. Met deze techniek kan men nagaan wat de zuinigste combinatie van schalen is waarmee de drie groepen patiënten toch nog onderscheiden kunnen worden. Na een stapgewijze procedure, waarin telkens wordt berekend of een extra schaal opnemen nog leidt tot een beter onderscheidend vermogen, bleven vier schalen over: DEP, ANG, INT en COG. De DEP schaal had het grootste gewicht in de discriminant functie waarmee de stemmingsstoornissen van de rest kon worden onderscheidden. De gemiddelde score van respondenten met een stemmingsstoornis op de DEP schaal was x = 1,94 (sd =

14 BSI, de Beurs & Zitman ,91), tegenover x = 1.21 (sd = 0.82) voor de angststoornissen en x = 0.98 (sd =0.89) voor de respondenten met een andere stoornis. De ANG en de INT schaal hadden het grootste gewicht in de tweede discriminant functie, om de angststoornissen van de rest te onderscheidden. De gemiddelde score op de ANG schaal was x = 1.37 (sd = 0.88). Stemmingsstoornissen scoorden ook gemiddeld x = 1.37 (sd =0,89) en de groep zonder angst- of stemmingsstoornis x = 0.89 (sd = 0,86). Met de twee functies van de vier schalen samen kon 57 % van de respondenten goed geclassificeerd worden in drie groepen. De discriminant functie om onderscheid te maken tussen twee groepen, namelijk patiënten met een stemmingstoornis en patiënten met een angststoornis, bestond uit dezelfde vier schalen. De DEP schaal domineerde de functie, 75% van de respondent kon op basis van hun score op de vier schalen goed geclassificeerd worden. Gevoeligheid voor therapie-effect Van 336 patiënten waren gegevens beschikbaar van gemiddeld vijf maanden na de start van de behandeling (aantal weken x = 23.0; sd = 11,3); van 144 patiënten van een tweede vervolgmetingen nadat gemiddeld negen maanden waren verstreken (aantal weken x = 40.1; sd =12.7). Het betreft hier de eerste groep patiënten die aan Routine Monitoring deelnamen en waarvan twee nametingen beschikbaar waren. De patiënten werden in deze periode overwegend behandeld met (cognitieve) gedragstherapie voor angstklachten en/of interpersoonlijke therapie voor depressie, al dan niet ondersteund met farmacotherapie (doorgaans een SSRI). Hoewel de derde meeting voor de meeste patiënten niet de afsluitende meting was en zij dus nog steeds zoveel klachten hadden dat voortzetting van de behandeling noodzakelijk was, kan toch aan de hand van deze gegevens een indruk verkregen worden van de gevoeligheid voor therapie-effect van de BSI schalen en kunnen de schalen onderling vergeleken worden op dit aspect. Eerst werd bij 336 patiënten de verandering van de eerste meting naar de tweede meting onderzocht met multivariate variantie analyse. De resultaten gaven een significante afname van klachten aan, maar belangrijker is dat uit deze resultaten naar voren kwam dat de TOT score en de DEP schaal het meest gevoelig voor verandering waren, althans bij deze patiëntengroep. Vervolgens werd bij 140 patiënten met drie opeenvolgende metingen de schaalscores vergeleken met variantie-analyse voor herhaalde metingen. De gemiddelde score op T1, T2 en T3, het effect over tijd getoetst met een lineair contrast (verschilt de afname van klachten significant van 0 en is het een afname volgens een lineair patroon) en de grootte van het effect (ETA squared) zijn weergegeven in Tabel 9. Met alle schalen is dus in principe hetzelfde therapie-effect gemeten bij deze groep, wat onderlinge vergelijking van de schalen mogelijk maakt, om zo te bezien welke schaal het meest gevoelig is voor afname van klachten gedurende de behandeling. De score van de ernst van de aanwezige symptomen, EAS, blijkt het meest gevoelig voor therapie-effect,

15 BSI, de Beurs & Zitman gevolgd door het aantal aanwezige symptomen, AAS. De DEP, ANG en TOT zijn ook behoorlijk gevoelig voor therapie-effect. Minder gevoelig zijn de HOS, de PAR, de PSY schalen. Deze resultaten kunnen uiteraard liggen aan de aard van problemen waarvoor deze groep patiënten behandeld werd: voornamelijk stemmings- en angststoornissen en bijvoorbeeld nauwelijks psychotische stoornissen. Het scoreverloop op de DEP en de ANG schaal voor de vier groepen patiënten die eerder werden gebruikt bij het onderzoek naar de discriminerende validiteit is weergegeven in figuur 1. Uit de figuur valt af te lezen dat op beide schalen de groep met een comorbide angst- en stemmingsstoornis er het slechts aan toe is, zowel bij de eerste als bij de vervolg metingen. Verder blijkt duidelijk dat de gevoeligheid van de schaal groter is naarmate de schaal beter past bij het kernsymptoom van een homogene subgroep (de DEP schaal voor depressieve of comorbide patiënten en, in iets mindere mate de ANG schaal voor patiënten met een angststoornis). Discussie Representativiteit van de onderzochte steekproeven De bevolkingssteekproef was zorgvuldig samengesteld om een representatieve afspiegeling te zijn van de Nederlandse bevolking. Daar zijn we goed in geslaagd met uitzondering van de leeftijd van de respondenten. Aangezien er echter geen samenhang bleek te zijn tussen leeftijd en de BSI-score, kunnen we er vertrouwen in hebben dat de resultaten hierdoor niet zijn vertekend. Er is niet voor gekozen respondenten met psychische problemen van deelname aan de bevolkingssteekproef uit te sluiten (en het is ook niet aan de respondenten gevraagd). Dientengevolge kan naar schatting zeker 10 tot 20% van deze gezonde respondenten voldoende psychiatrische symptomen gehad hebben voor een DSM-IV diagnose (Bijl, van Zessen, & Ravelli, 1997). De mogelijke invloed hiervan op de resultaten is dat schattingen van het onderscheidend vermogen van de BSI te conservatief zijn en grenswaarden voor de overgang van gezond naar ziek mogelijk iets te hoog zijn. De klinische steekproef was beperkt tot patiënten met een stemmingsstoornis, een angststoornis of een somatoforme stoornis. Naast de verslavingsstoornissen is dat de overgrote meerderheid van patiënten die zich voor poliklinische behandeling bij de geestelijke gezondheidszorg aanmelden. Verslavingsstoornissen worden in Nederland over het algemeen behandeld in aparte circuits. Deze steekproef kan dus representatief geacht worden voor de overgrote meerderheid van poliklinische psychiatrische patiënten. Een wat kleinere groep opgenomen patiënten, wederom met een stemmings-, angst- of somatoforme stoornis, nam deel aan het onderzoek. Over het algemeen verschilden de scores van de opgenomen patiënten weinig met ambulante patiënten en hebben we alle patiënten als een groep beschouwd. Er werden geen gegevens van patiënten met bijvoorbeeld een

16 BSI, de Beurs & Zitman psychotische stoornis verzameld. Vooralsnog hebben we dus geen gegevens om de psychometrie van de BSI bij deze groep opgenomen patienten te onderzoeken. Uit het onderzoek naar de betrouwbaarheid van de schalen van de BSI komt een gunstig beeld naar voren. Ondanks een substantiële inkorting tot 5 a 6 items per schaal in vergelijking met de SCL-90, boeten de schalen nauwelijks in wat betreft interne consistentie en de test-hertest betrouwbaarheid is ook voldoende. Het meest gevoelig voor therapie effect zijn de totaalscore en het aantal symptomen; de depressie en de angst schalen blijken ook behoorlijk gevoelig voor therapie-effect. Deze bevinding kan verband houden met de aard van de klinische steekproef. Angst en stemmingsklachten waren bij deze patiënten ook het doel van de behandeling. De BSI en zijn voorloper, de SCL-90 hebben als meetpretentie het in kaart brengen van de ernst van symptomen van psychopathologie op al zijn relevante dimensies. In de Nederlandse vertaling van de BSI zijn in grote lijnen de dimensies die met de oorspronkelijke versie werden gemeten behouden gebleven. Met exploratieve factoranalyse van de gegevens van poliklinische patiënten werden acht van de negen dimensies nagenoeg perfect gerepliceerd. De PAR schaal werd niet goed teruggevonden in deze gegevens. Bij de DEP en de PSY schaal laadde een aantal items over en weer te hoog en is de afscheiding in twee aparte factoren niet sterk. Beide factoren correleren onderling dus ook hoog, althans in de onderzochte groep patiënten. In mindere mate kampen de SOM en de ANG schaal met hetzelfde probleem. De bevindingen, met name het slecht terugvinden van de PAR schaal, kunnen veroorzaakt zijn door de aard van de patiënten steekproef. Deze bestond uit patiënten in ambulante zorg bij een psychiatrische polikliniek. Het is mogelijk dat bij opgenomen patiënten duidelijker paranoïde gedachtegoed uit de data naar voren zal komen. Al met al is er niet voldoende reden om op basis van de nu beschikbare gegevens af te wijken van de factorstructuur zoals die geldt voor de Amerikaanse versie van de BSI. Dit is gunstig, want dat maakt onderzoeksresultaten die zijn verkregen met de BSI vergelijkbaar met de internationale literatuur. Over de dimensionele structuur van de BSI valt nog meer op te merken. De resultaten ten aanzien van de validiteit van de dimensionele structuur van de BSI zijn tegenstrijdig. Volgens de confirmerende factoranalyse is de fit van een model met negen dimensies onvoldoende, terwijl de exploratieve factoranalyse van de data een model van negen factoren model wel ondersteund. Een mogelijke verklaring voor deze uitkomsten van de confirmerende en de exploratieve factoranalyse is dat er ook een aanzienlijke samenhang werd gevonden tussen de dimensies onderling. De confirmerende factoranalyse die we hier hebben toegepast toetst een ideaal model van onafhankelijke schalen met items die louter en alleen laadden op de factoren waar ze deel van uit maken. Dit is bij de BSI zeker niet het geval. Zo is de samenhang tussen de DEP schaal en andere schalen aanzienlijk. De DEP en

17 BSI, de Beurs & Zitman de COG dimensie correleren bijvoorbeeld r =.58, de DEP en de INT r =.68 en de DEP en de PSY r =.76. Maar ook tussen sommige andere schalen is een aanzienlijke samenhang. FOB en ANG correleren r =.71. SOM en ANG correleren r =.66. INT en PAR correleren r =.70 (alle voorgaande r s zijn significant). De correlatiecoëfficiënten zijn soms zo hoog (>.75) dat je je gevoeglijk kunt afvragen of er wel iets verschillends gemeten wordt met sommige schalen. Franse en Duitse onderzoekers rapporteren dezelfde bevindingen ten aanzien van de dimensionele structuur van hun vertalingen van de BSI. Met confirmerende factoranalyse werd de dimensionele structuur niet in de Franse (Pariente et al., 1989) en ook niet in de Duitse versie (Hessel et al., 2001) teruggevonden. (Hessel et al., 2001) melden ook de hoge correlaties tussen sommige schalen van de BSI. Hoge correlaties tussen dimensies worden overigens niet aleen bij de BSI gevonden. Zo correleren de SCL-DEP en de SCL-ANG schaal.72 in onze dataset, voorwaar geen geringe samenhang tussen schalen die iets verschillend zouden moeten meten. Bij de dimensionele structuur van de SCL-90 zijn ook vraagtekens gezet. Habkenscheid concludeert op grond van eigen data en van de internationale literatuur dat er eigenlijk weinig ondersteuning is voor een dimensionele structuur en dat de SCL-90 beter te beschouwen is als een unidimensioneel instrument waarmee psychoneuroticisme wordt gemeten (2004). Arrindel et al (2004) blijven echter vasthouden aan een dimensionele structuur en laten met confirmerende factoranalyse zien dat de fit van hun dimensionele structuur van de SCL-90 verre van optimaal is, maar nog altijd beter dan een unidimensioneel model. Verder betogen zij dat het toch zinvol kan zijn verschillende dimensies te onderscheiden als blijkt dat subschalen een verschillend patroon van correlaties vertonen met andere meetinstrumenten. Voor de SCL-90 geldt dat en uit onze resultaten met betrekking tot de convergente en divergente validiteit blijkt dat ook bij de BSI het nuttig is verschillende dimensies te onderscheiden. Het profiel van correlaties van de verschillende schalen van de BSI met paralelle schalen komt goed overeen met wat je zou verwachten. De dicriminante validiteit van de meeste BSI schalen is ruim voldoende. Aan de Area Under the Curve (AUC) waarden in Tabel 8 is te zien dat bijna alle schalen goed presteren bij het onderscheid maken tussen poliklinische patiënten en niet-patiënten. Bij een score groter of gelijk aan 0.50 op de totaalscore (TOT) van de BSI wordt maar 16 % van de ware gevallen gemist en 30 % ten onrechte beschouwd als een patiënt met een stoornis. Dat lijkt misschien aanzienlijk, maar vergeleken met de sensitiviteit en specificiteit van andere zelfrapportage instrumenten is dit een goede prestatie van de BSI. Alleen de HOS en de PAR schalen hebben te weinig onderscheidend vermogen. Ook deze bevinding kan herleid worden tot de aard van de klinische groep respondenten in dit onderzoek. De HOS en de PAR schalen presteren mogelijk beter bij een populatie van patiënten met een psychotische stoornis. Verder is een opvallende uitkomst dat de DEP schaal met slechts zes items

18 BSI, de Beurs & Zitman eigenlijk net zo goed presteert als de totaalscore op de BSI (53 items). Dit suggereert dat voor louter selectiedoeleinden (case-finding) van psychiatrische patiënten met angst en depressie het volstaat om de DEP schaal af te nemen. Dat is echter niet wat we aanbevelen. Het is niet ondenkbaar dat de sensitiviteit/specificiteit anders uitpakt bij afname van louter en alleen de DEP-items. Gezien de korte afnametijd van de totale BSI zal het in de meeste gevallen ook geen bezwaar zijn om de gehele lijst af te nemen. Conclusies De betrouwbaarheid van de BSI schalen is goed. De samenstellende items hangen onderling voldoende samen, zonder redundant te zijn. De test-hertest betrouwbaarheid is ook voldoende. Met name de TOT, FOB en DEP schalen hebben een hoge betrouwbaarheid. De samenhang met scores op een bijna gelijktijdig afgenomen SCL-90 was ruim voldoende. Uit het onderzoek naar de convergente en divergente validiteit van de BSI komt ondubbelzinnig steun voor de validiteit van de meeste schalen naar voren. De schalen hangen sterk samen met parallelle schalen en minder sterk met niet parallelle schalen en ook de samenhang met persoonlijkheidstrekken zoals gemeten met de VTCI is niet substantieel, of anders goed te verklaren uit de inhoudt van de VTCI schalen. Als screener voor psychopathologie in de bevolking voldoet de BSI uitstekend. Ten slotte is het vermogen om specifieke diagnostische groepen te onderscheiden in de onderzochte groep patiënten aangetoond voor de DEP, ANG, COG en INT schalen. Als uitkomstmaat voor therapie-effect is de BSI zeker bruikbaar, zij het dat de BSI een wat grof instrument is. Bij therapie-uitkomst onderzoek blijkt dat klachtenlijsten die specifiek voor bepaalde stoornissen zijn geconstrueerd, bijvoorbeeld de Panic Appraisal Inventory voor Paniekstoornis (Feske & de Beurs, 1997), gevoeliger zijn voor therapie-effect. Deze vragenlijsten meten bij de stoornissen waarvoor ze bedoeld zijn zuiverder de symptomen die door de behandeling dienen te verdwijnen. Als voordeel van gebruik van de BSI staat daar natuurlijk tegenover dat bij alle patiënten, ongeacht hun diagnose, dezelfde lijst afgenomen kan worden, ongeacht de specifieke klacht waarvoor ze in behandeling zijn gekomen.