Inleiding

In de algemene gezondheidszorg wordt het concept 'kwaliteit van leven', met daarin aandacht voor de subjectieve belevingen van patiënten, in toenemende mate gezien als een belangrijke uitkomstmaat (de Kroon & Hodiamont, 2008). 'Kwaliteit van leven' is een parapluterm, die vaak wordt gebruikt als synoniem voor concepten als geluk/plezier en tevredenheid/satisfactie, of als een maat voor autonomie of zelfredzaamheid. Het belang van het verbeteren van de kwaliteit van leven wordt ook in een breder perspectief benadrukt, zoals in de Toekomstagenda voor de Geestelijke Gezondheidszorg (Agenda ggz voor gepast gebruik en transparantie, 2015) en Verslavingszorg (Donovan, Mattson, Cisler, Longabaugh, & Zweben, 2005). Dit nieuwe elan is bijzonder, want mentale gezondheid werd lange tijd gelijkgesteld met de afwezigheid van psychische problemen, maar juist het benadrukken van de positieve facetten van het leven lijkt een waardevolle alternatieve route naar een betere levenskwaliteit (Westerhof & Keyes, 2010).

In de afgelopen jaren zijn er om kwaliteit van leven te meten verschillende instrumenten beschikbaar gekomen waarin multidimensionaliteit en subjectiviteit centraal staan (Matza, Swensen, Flood, Secnik, & Leidy, 2004). Ze bestrijken een breed spectrum aan dimensies die betrekking hebben op kwaliteit van leven, waaronder sociale relaties, mentaal welzijn en de algehele beleving van fysieke en algemene kwaliteit van leven (Zubaran & Foresti, 2009). Deze ontwikkeling waarin concepten als 'welzijn' en 'functionaliteit' belangrijker worden (Bullinger & Ravens-Sieberer, 1995; Ravens-Sieberer et al., 2006) hangt volgens de Kroon en Hodiamont (2008) onder andere samen met de accentverschuiving van curatieve naar chronische zorg (care). Dit sluit aan op moderne opvattingen in de klinische praktijk over verslaving als chronische hersenziekte (American Society of Addiction Medicine, 2013; van den Brink, 2006). Verder is de mening van de patiënt steeds centraler komen te staan (vraaggestuurde zorg). Het betrekken van de patiënt bij het maken van keuzen over de behandeling en behandeldoelen (shared decision making) komt tegemoet aan de Wet medezeggenschap cliënten zorginstellingen (Wmcz) en de Wet op de Geneeskundige Behandelingsovereenkomst (WGBO), en de uitgangspunten die genoemd worden in de Toekomstagenda GGZ. Het draagt bovendien bij aan de effectiviteit van de behandeling als behandeldoelen systematisch worden besproken en geëvalueerd (Barratt, 2008; Joosten, de Jong, de Weert-van Oene, Sensky, & van der Staak, 2009).

Een veelgebruikte Nederlandse lijst om kwaliteit van leven bij patiënten met verslavingsproblemen te inventariseren is de CRA-Tevredenheidslijst (CRA-TvL; Roozen, Meyers, & Smith, 2012, p. 26). De afkorting 'CRA' staat voor community reinforcement approach, dat een evidence-based cognitief-gedragsmatige benadering is voor de behandeling van alcohol- of drugsproblemen (zie bijvoorbeeld: Meyers, Roozen, & Smith, 2011). CRA richt zich op het aanpakken van de levensgebieden die het gebruik van middelen in stand houden en op het ontwikkelen van alternatieve, belonende activiteiten die het probleemgedrag verminderen (Roozen, 2006). De afname en bespreking van de CRA-TvL wordt binnen CRA gebruikt om gedurende de behandeling inzicht te verkrijgen in de kwaliteit van leven van de patiënt en de voortgang te bespreken. Recent is bij een populatie van alcoholafhankelijke patiënten aangetoond dat er sterke verschillen zijn tussen begin- en eindmeting (Dijkstra & Roozen, 2012). De patiënt de CRA-TvL laten invullen is de eerste stap in het samen opstellen van een behandelplan dat nauw aansluit op de leefgebieden waaraan de patiënt wil werken. Het werpt licht op de ernst van problemen op verschillende gebieden. Door tijdens de behandeling geregeld de vragenlijst af te nemen en de uitkomsten te bespreken kan men de voortgang van de behandeling evalueren. Hierbij kan de patiënt telkens aangeven hoe tevreden hij momenteel is met elk leefgebied en welke veranderingen er vanuit het patiëntperspectief gewenst zijn. In samenspraak met de patiënt wordt minstens één probleemgebied geselecteerd om aan te werken. Zo krijgt de patiënt de mogelijkheid om te oefenen met het stellen van haalbare doelen die kunnen leiden tot het realiseren van verandering. Opmerkelijk is dat het hier gaat om een geïntegreerde werkvorm die bijdraagt tot gezamenlijke besluitvorming (shared decision making), die al decennia binnen CRA wordt toegepast.

De CRA-TvL (Roozen et al., 2012, p. 26) is een Nederlandse bewerking van de Amerikaanse CRA Happiness Scale (CRA-HS; Azrin, 1976; Meyers & Smith, 1995, pp. 80-101). Er zijn in de oorspronkelijke versie van deze lijst tien verschillende leefgebieden weergegeven, die betrekking hebben op alcohol- of drugsgebruik, werk, financiën, sociaal leven, persoonlijke gewoonten, familie, justitie, emoties, communicatie en algemeen. Hoewel deze lijst conceptueel al lange tijd bestaat (Azrin, Naster, & Jones, 1973, p. 370), is er relatief weinig informatie beschikbaar van de originele versie en van de vertaalde en tevens uitgebreide versie van de CRA-TvL. In de Nederlandse situatie is deze lijst in de afgelopen jaren bovendien aangepast en uitgebreid tot achttien vaste items en één open item1. Vandaar de noodzaak om in Nederland een studie te verrichten naar de psychometrische kwaliteiten van de CRA-TvL. Hiertoe werd de vragenlijst afgenomen bij een patiëntengroep die in behandeling was bij een verslavingszorginstelling. Tevens werd het instrument afgenomen bij een niet-klinische populatie (controles), waarvan de deelnemers in dezelfde regio woonachtig waren.

Methode

Respondenten

De CRA-TvL werd afgenomen bij een uiteindelijke verslavingspopulatie van 204 patiënten die volgens de DSM-IV-criteria waren gediagnosticeerd met een stoornis in het gebruik van alcohol of drugs (non-respons is 11%). Van de respondenten heeft ruim 52% een diagnose alcoholafhankelijkheid, 13% is cannabisafhankelijk en 10% is cocaïneafhankelijk. 8% van deze respondenten is afhankelijk van een sedativum (medicatie). Het resterende deel is afhankelijk van amfetaminen of opioïden, is bekend met gok- of gameproblematiek, of heeft een onbekende verslaving. Slechts 4% heeft een diagnose middelenmisbruik. Naast deze primaire verslavingsdiagnose kampt 12% van de patiënten ook met een tweede verslaving. Ruim 8% heeft ADHD en 6% heeft PTSS. 12% heeft een gediagnosticeerde persoonlijkheidsstoornis. Daarnaast wordt zo'n 15% van de patiënten gekenmerkt door zwakbegaafdheid, depressie en angstproblemen.

De afname van de CRA-TvL vond plaats als onderdeel van het reguliere behandelproces in de periode van juli 2011 tot juli 2014 op de werklocaties van Novadic-Kentron, te weten: Eindhoven, Vught, Den Bosch, Roosendaal, Breda, Bergen op Zoom, Tilburg en Sint-Oedenrode. 78% van de respondenten was man en 98% had een Europese achtergrond. De gemiddelde leeftijd was 40,50 (SD = 13,65) jaar. Afgerond 52% was alleenstaand en 32% was getrouwd of had een relatie. 16% was gescheiden, weduwe of weduwnaar. Zo'n 39% woonde alleen of op kamers, 24% woonde samen met een partner (met en zonder kinderen). Afgerond 26% leefde samen met ouders of verzorgers, en ongeveer 11% had een andere woonvorm. Ruim 19% had geen opleiding afgerond, 27% had een lbo-opleiding, 40% had een mbo-opleiding en het overige deel was hbo- (12%) of universitair (1%) opgeleid. 30% had een volledige werkweek of werkte parttime. 35% was werkloos of zat in een bijstandssituatie. 23% zat in de ziektewet of was arbeidsongeschikt.

Tevens werd de vragenlijst afgenomen bij een niet-klinische populatie (controlegroep), die uiteindelijk door mond-tot-mondreclame uit 223 deelnemers bestond (non-respons is 3%). De afname vond plaats in de periode van juni tot en met juli 2014 in dezelfde regio waar de patiënten woonachtig waren. De regio omvatte Boxtel, Eindhoven, Helmond, Drunen, Waalwijk, Tilburg, Best, Sint-Michielsgestel, 's-Hertogenbosch, Roosendaal, Schijndel, Liempde, Sint-Oedenrode, Vught, Hilvarenbeek en Eersel. Bijna 60% was vrouw. Allen waren afkomstig uit de Europese gemeenschap. De gemiddelde leeftijd was 45,20 (SD = 13,95) jaar. 82% had een relatie of was getrouwd, en ruim 77% woonde samen met partner of kinderen. 5% had een lbo-opleiding, 27% had een mbo-opleiding, 53% een hbo-opleidingsniveau en 14% had een universitair opleidingsniveau. Van deze populatie had ruim de helft een volledige werkweek. Daarnaast werkte ruim 30% parttime. Slechts 2% was werkloos, viel onder de ziektewet of was arbeidsongeschikt.

Instrument CRA-TvL

De CRA-TvL (Roozen et al., 2012, p. 26) is oorspronkelijk gebaseerd op de Amerikaanse CRA-HS (Meyers & Smith, 1995). De CRA-TvL meet 'tevredenheid met het leven' of 'kwaliteit van leven' aan de hand van een tienpunts Likertschaal. Het cijfer '1' geeft aan dat het leven absoluut niet slechter kan, terwijl het cijfer '10' aangeeft dat het leven vandaag een absoluut hoogtepunt heeft bereikt en dat het niet beter kan. Eerder onderzoek laat zien dat de Cronbachs alfa van de CRA-TvL 0,87 bedraagt, met een correlatie tussen CRA-TvL en EuroQol 5D (EQ-5D; Brooks, and EuroQol Group, 1996) van -0,26, en met een correlatie tussen CRA-TvL en Depression Anxiety Stress Scales (DASS-21; Lovibond & Lovibond, 1995; de Beurs, Van Dyck, Marquenie, Lange, & Blonk, 2001) van -0,42 (Cornelissen, 2013). Echter, de EQ-5D heeft een oplopende schaal (3L), die een vermindering van functioneren indiceert, en is door de auteur anders gecodeerd dan formeel voorgeschreven, namelijk als zijnde score '1' (geen problemen), '2' (matige problemen) of '3' (ernstige problemen). In tabel 1 wordt een overzicht gegeven van de achttien items van de CRA-TvL zoals die in Nederland frequent wordt gebruikt.

Tabel 1 Groepsverschillen van de oorspronkelijke CRA-TvL

Opmerking: Alle groepsverschillen waren statistisch significant op het niveau van p < 0,001, behalve voor items 12 (NS) en 17 (p = 0,001). Items met meer dan 5% non-respons (N patiënten < 194 en controles < 212) zijn cursief gemarkeerd. De open vraag is niet meegenomen in het onderhavige onderzoek.

Analyses

Om inzicht te krijgen in de data van de respondenten werd er beschrijvende statistiek toegepast, zoals frequentieverdelingen. Tevens werd er vastgesteld hoeveel respondenten ieder afzonderlijk item van de CRA-TvL hadden ingevuld. Er werd gebruikgemaakt van Pearsons R-correlatie om de relatie tussen items onderling te berekenen. Ook werden t-toetsen gebruikt om de gemiddelden tussen de groepen te vergelijken. Om de onderliggende structuur voor beide groepen afzonderlijk te onderzoeken werd een exploratieve factoranalyse (EFA) toegepast, met als methode een principale componentenanalyse (PCA). Daartoe is allereerst gekeken naar de Kaiser-Meyer-Olkin-waarde (KMO-waarde), die groter dient te zijn dan 0,6. Daarnaast dient de Bartlett's test of sphericity statistisch significant te zijn. Middels een screeplot, een eigenwaarde > 1, en aan de hand van een parallelanalyse, werd het aantal factoren vastgesteld. De data werden middels een oblique factorrotatie, met de methode direct oblimin, waarbij de factoren met elkaar kunnen correleren, onderzocht. Dit aan de hand van de oblimin-pattern-matrix. Vervolgens werden crossladingen geanalyseerd, waarbij de waarde van 0,40 als een acceptabele grens wordt beschouwd (Nunnally & Bernstein, 1994). Om de interne betrouwbaarheid te bepalen binnen groepen werd vervolgens de Cronbachs alfa van de gevonden factoren berekend, waarbij een waarde van 0,70 of hoger duidt op een goede interne consistentie. Alle analyses werden uitgevoerd met de Statistical Package for the Social Sciences (IBM SPSS Statistics, versie 20).

Resultaten

Beschrijvende statistiek (itemanalyse)

Allereerst is de frequentieverdeling van de antwoordcategorieën van de achttien items van de CRA-TvL per groep geïnspecteerd. Uit de scores van de patiëntenpopulatie blijkt dat de relatie met partner, kinderen, politie en justitie, seksualiteit, en spiritualiteit en religie zowel lage als hoge scores oplevert, wat gepaard gaat met weinig variatie in de scores. De frequentieverdelingen ten aanzien van deze items geeft een ernstige scheefheid aan, gekenmerkt door zowel een links-scheef als een rechts-scheef, en het vrijwel ontbreken van middenscores. Ook op grond van een relatief hoge non-respons per item (zie tabel 1) is besloten om deze items buiten de EFA te houden. Analoog aan het voorgaande werden er tevens bij de controlegroep zowel lage als hoge scores in de frequentieverdelingen gevonden op de items: politie en justitie, spiritualiteit en religie, en alcohol- of drugsgebruik. Bij dit laatste item is besloten om deze in de lijst te laten, omdat deze primair bedoeld is voor de geïncludeerde patiëntpopulatie. Daarentegen is de algemene score geëxcludeerd. Aangezien de algemene score slechts één item betrof en er later een geaggregeerde algemene score werd gecomponeerd (namelijk de samengestelde schaal), is besloten deze algemene score buiten de factoranalyse te laten. Dit omdat multiple-itemschalen doorgaans een betere predictieve validiteit hebben (Diamantopoulos, Sarstedt, Fuchs, Wilczynski, & Kaiser, 2012).

Factoranalyse

Allereerst werd de PCA toegepast op de patiëntpopulatie. De KMO-waarde is 0,85 en Bartlett's test of sphericity is statistisch significant (p < 0,001). Hiermee wordt voldaan aan de eis om een EFA te kunnen uitvoeren. De overgebleven twaalf items: wonen, huishouden, werk/opleiding, financiën, sociaal netwerk, sociale en recreatieve activiteiten, alcohol- of drugsgebruik, persoonlijke gewoonten, familie, emotioneel, communicatie, en gezondheid, werden alle onderworpen aan de EFA (N = 184). Op grond van de eigenwaarden waren er drie factoren te identificeren. De screeplot suggereerde één factor op grond van het knikcriterium. De parallelanalyse bevestigde dit beeld en legitimeerde een éénfactorstructuur met een verklaarde variantie van 38,4 %. De factoroplossing is weergegeven in tabel 2.

TABEL 2 Itemladingen

Opmerking : *Items die werden onderworpen aan een EFA.

Vervolgens werd de EFA herhaald op de controlepopulatie (N = 196). De KMO-waarde is 0,81 en Bartlett's test of sphericity is opnieuw statistisch significant (p < 0,001). Op grond van de eigenwaarden was het opnieuw mogelijk om drie factoren te extraheren. Dit beeld werd bevestigd door de parallelanalyse. Daarentegen werd een éénfactorstructuuroplossing gesuggereerd op basis van het knikcriterium (screeplot). Op grond van de gebrekkige klinische interpretatie van een meerfactorenoplossing werd gekozen voor een éénfactorstructuur met een verklaarde variantie van 31,8%.

Inter-itemanalyse

In tabel 3 worden de intercorrelaties van de twaalf EFA-items weergegeven om de overlap in de scores tussen de items onderling vast te stellen.

Tabel 3 Intercorrelaties

Opmerking: *Items die werden onderworpen aan een EFA — De correlaten van de patiëntengroep zijn boven de diagonaal weergegeven, die van de controles onder de diagonaal. Bij de patiëntengroep waren de correlaties tussen werk/opleiding (3) en alcohol- of drugsgebruik (7), en alcohol- of drugsgebruik (7) en familie (9), niet statistisch significant (p > 0,05). Bij de controles waren de relaties tussen item 1 tot en met item 6, item 9, 11 en 12 enerzijds, en alcohol- of drugsgebruik (7) anderzijds niet statistisch significant. Verder was de correlatie tussen huishouden (2) en werk/opleiding (3), en huishouden (2) en persoonlijke gewoonten (8), en financiën (4) en persoonlijke gewoonten (8) niet statistisch significant.

Interne consistentie

Er werd een samengestelde totaalschaal berekend op basis van de twaalf EFA-items. De Cronbachs alfa bedroeg bij de patiëntpopulatie 0,84. Door het item alcohol- of drugsgebruik te verwijderen zou de Cronbachs alfa met 0,006 toenemen, wat verwaarloosbaar is. Echter, bij de controlegroep is de Cronbachs alfa 0,73. Door het verwijderen van het item alcohol- of drugsgebruik zou de Cronbachs alfa sterk toenemen en 0,80 worden.

Criteriumgerelateerde validiteit

De term 'criteriumgerelateerde validiteit' heeft te maken met de mate waarin het instrument onderscheid kan maken tussen groepen die verschillen volgens een extern criterium, zoals de groep patiënten en de groep controles. Op grond van de gemiddelde waarde van de samengestelde schaal werden beide groepen met elkaar vergeleken. Patiënten scoorden statistisch significant lager (M = 72,85; SD = 15,67) op de samengestelde schaal dan controles [(M = 90,33; SD = 8,41) t = -13,42, p < 0,001].

Discussie

De psychometrische bevindingen van de Nederlandse vertaling van de CRA-HS (CRA-TvL) met betrekking tot de tevredenheid van leven lijken overwegend positief uit te vallen. Voor zover bekend is er niet eerder een uitgebreide factorstructuur onderzocht van het Amerikaanse origineel of van versies die in andere landen worden gebruikt. De analyses geven aan dat twaalf items kunnen worden behouden en dat die het meest passen bij een éénfactoroplossing. Het is belangrijk om op te merken dat het item alcohol- of drugsgebruik slechts een beperkte en controversiële waarde lijkt te hebben, zeker bij een controlegroep. Omdat het item wel een klinische betekenis heeft voor de behandeling en daarnaast voor de patiëntenpopulatie qua betrouwbaarheid vrijwel geen invloed heeft, is besloten om het item te behouden. Tenslotte is het instrument ontwikkeld voor een diagnostische populatie. Wel dient te worden opgemerkt dat — zoals weliswaar verwacht — er geen meerderefactorenoplossing werd gevonden. Deze bevinding zal in toekomstig replicatieonderzoek verder onderzocht moeten worden. Mogelijk dat er in een toekomstige versie van de CRA-TvL items toegevoegd dienen te worden die laden op belangrijke levensgebieden, om zo te komen tot een multidimensioneel instrument.

Met betrekking tot de validiteit van de CRA-TvL blijken de twee groepen verschillend te scoren op de geïncludeerde items en op de samengestelde totaalscore, wat een belangrijke bevinding is. Eerder onderzoek omtrent de klinische bruikbaarheid van het instrument heeft ook al laten zien dat het instrument gevoelig is om veranderingen te meten in de voor- en nameting qua behandelvoortgang, zoals het onderzoek van Dijkstra en Roozen (2012) en dat van Roozen, Greeven, Dijkstra en Bischof (2013). Uit dit laatste onderzoek blijkt dat psychiatrische klachten conform verwachting ook samenhangen met lagere scores op de CRA-TvL. Hoe hoger de mate van depressie, angst en stress, hoe lager de kwaliteit van leven zoals gemeten met de CRA-TvL.

Een ander veelgebruikt instrument dat ook kwaliteit van leven meet is de EuroQol-vragenlijst (EQ-5D). Niettemin wijst eerder onderzoek uit dat er een gebrek aan samenhang is tussen beide instrumenten (Cornelissen, 2013). Daarbij moet worden aangetekend dat de codering van de items door de EuroQol-groep op alternatieve wijze is gedaan dan aangegeven. Niettemin wordt de patiënt in de EQ-5D gevraagd aan te geven in hoeverre hij problemen heeft met dagelijkse activiteiten, terwijl de CRA-TvL vraagt naar zijn tevredenheid met elk van de genoemde domeinen. De nadruk ligt binnen de EQ-5D dus op problemen, en niet zozeer op tevredenheid. De EQ-5D en CRA-TvL belichten het begrip 'kwaliteit van leven' beide op hun eigen manier (Cornelissen, 2013). Dit is passend met betrekking tot de inconsistentie ten aanzien van het concept 'kwaliteit van leven' (Zubaran & Foresti, 2009).

Een ander zelfrapportage-instrument dat veel overeenkomsten heeft met de CRA-TvL is de Nederlandse vertaling (van Nieuwenhuizen, Schene, & Koeter, 2000) van de Manchester – verkorte Kwaliteit van Leven meting (MANSA; Priebe et al., 1999). Het instrument meet ook de tevredenheid van de patiënt op een reeks van levensgebieden. De MANSA telt zestien items, maar soms worden er minder items gebruikt. De items worden gescoord van '0' (zeer ontevreden) tot en met '6' (zeer tevreden). Onderzoek naar de samenhang tussen de MANSA en de CRA-TvL lijkt een belangrijke volgende stap om de mate van validiteit vast te stellen. Dit geldt ook voor andere instrumenten die kwaliteit van leven meten zoals de veelgebruikte World Health Organisation Quality of Life assessment (the WHOQOL group, 1994).

Het onderhavig onderzoek laat zien dat bij de patiëntengroep twaalf items konden worden behouden, die op grond van de itemladingen goede onderlinge samenhang vertonen. Deze samenhang kon worden gerepliceerd bij de controlegroep, met uitzondering van het item alcohol- of drugsgebruik. Dit betekent evenwel dat vanuit een klinisch perspectief belangrijk geachte leefgebieden, zoals de items relatie met partner, kinderen en seksualiteit, zijn komen te vervallen. Een subgroepanalyse van 108 mensen uit beide populaties die zowel samenwonen als kinderen hebben bevestigde deze aanname. Ze liet zien dat deze drie aanvullende items een coherent geheel vormen met de eerdere twaalf items. De itemladingen van deze drie aanvullende items varieerden tussen 0,51 en 0,73, met een gezamenlijke Cronbachs alfa van 0,85 op basis van deze vijftien items. Dit betekent dat op klinische gronden sommige van de items die zijn komen te vervallen wel degelijk facultatief belangrijk kunnen zijn. Dit past geheel in de CRA-visie om de keuze van leefgebieden te laten passen bij het leven van de patiënt. Een mogelijkheid is dat de CRA-TvL twaalf vaststaande items heeft en dat er daarnaast een aantal optionele items kunnen worden toegevoegd. Een dergelijke benadering past in het perspectief van de 'gepersonaliseerde psychische gezondheidszorg', die recent is verwoord door Nederlandse onderzoekers en beleidsmakers.

Wat betreft de studie zijn een aantal limitaties te benoemen. Ten eerste verschilden beide populaties van elkaar, waarbij deelnemers in de controlegroep vaker vrouw en hoger opgeleid waren dan deelnemers in de patiëntengroep. Daarnaast verschilde het aandeel man/vrouw per groep nogal. Verder waren er kleine verschillen tussen mannen en vrouwen op de samengestelde schaalscore.2 Om de generaliseerbaarheid verder te laten toenemen zou toekomstig onderzoek meer balans moeten zoeken tussen de karakteristieken van zowel patiënten als controles. Daarom zou in toekomstig onderzoek een matching design toegepast moeten worden. In dit kader zou het tevens te overwegen zijn om ook andere patiëntpopulaties te includeren dan verslaafden.

Evenzeer is het met het oog op de huidige grootte van de steekproef raadzaam om te streven naar een grotere steekproef. Het is verder aan te bevelen om in toekomstig onderzoek aan de hand van een confirmerende factoranalyse (CFA) de huidige structuur te onderzoeken. Hoewel het complex is en veel data vergt, zou het een meerwaarde zijn om de huidige structuren die verkregen werden bij de twee steekproeven expliciet met elkaar te vergelijken via een congruentieanalyse, als een vorm van een CFA. Het bepalen van de measurement invariance is van belang om vast te stellen of de interpretatie bij patiënten en die bij gezonde proefpersonen conceptueel gelijkaardig is. Voorts zou het in vervolgonderzoek interessant kunnen zijn om het klinisch gewicht te kwantificeren en toe te kennen aan de scores van de verschillende items die de motivatie of het belang van de patiënt om te veranderen illustreren. Een laatste punt dat de validiteit van de CRA-TvL verder kan bevestigen is het meenemen van meerdere alternatieve instrumenten die kwaliteit van leven meten.

© 2009-2024 Uitgeverij Boom Amsterdam

De artikelen uit de (online)tijdschriften van Uitgeverij Boom zijn auteursrechtelijk beschermd. U kunt er natuurlijk uit citeren (voorzien van een bronvermelding) maar voor reproductie in welke vorm dan ook moet toestemming aan de uitgever worden gevraagd:

Behoudens de in of krachtens de Auteurswet van 1912 gestelde uitzonderingen mag niets uit deze uitgave worden verveelvoudigd, opgeslagen in een geautomatiseerd gegevensbestand, of openbaar gemaakt, in enige vorm of op enige wijze, hetzij elektronisch, mechanisch door fotokopieën, opnamen of enig andere manier, zonder voorafgaande schriftelijke toestemming van de uitgever. Voor zover het maken van kopieën uit deze uitgave is toegestaan op grond van artikelen 16h t/m 16m Auteurswet 1912 jo. Besluit van 27 november 2002, Stb 575, dient men de daarvoor wettelijk verschuldigde vergoeding te voldoen aan de Stichting Reprorecht te Hoofddorp (postbus 3060, 2130 KB, www.reprorecht.nl) of contact op te nemen met de uitgever voor het treffen van een rechtstreekse regeling in de zin van art. 16l, vijfde lid, Auteurswet 1912. Voor het overnemen van gedeelte(n) uit deze uitgave in bloemlezingen, readers en andere compilatiewerken (artikel 16, Auteurswet 1912) kan men zich wenden tot de Stichting PRO (Stichting Publicatie- en Reproductierechten, postbus 3060, 2130 KB Hoofddorp, www.cedar.nl/pro).

No part of this book may be reproduced in any way whatsoever without the written permission of the publisher.