Abstract
Mål
Metacognitions Questionnaire 30 vurderer metakognitive oppfatninger og prosesser som er sentrale for metakognitiv modell av emosjonell lidelse. Som nyere studier har begynt å utforske nytten av denne modellen for å forstå emosjonell nød etter kreftdiagnose, er det viktig også å vurdere gyldigheten av Metacognitions Spørreskjema 30 for bruk i cancer.
Metoder
229 pasienter med primær brystkreft eller prostatakreft fullført Metacognitions Questionnaire 30 og Hospital Anxiety and Depression Scale forbehandling og igjen 12 måneder senere. Strukturen og gyldigheten av Metacognitions Questionnaire 30 ble vurdert ved hjelp av faktoranalyser og strukturell likningsmodellering.
Resultater
Bekreftende og utforskende faktoranalyser gitt bevis som støtter gyldigheten av tidligere utgitt fem-faktor struktur av Metacognitions Questionnaire 30. Nærmere bestemt, både forbehandling og 12 måneder senere, denne løsningen ga best skikket til dataene og alle elementer som er lagt på deres forventede faktorer. Strukturell ligningen modellering viste at to dimensjoner av metakognisjon (positive og negative forestillinger om bekymring) var signifikant assosiert med angst og depresjon som spådd, noe som gir ytterligere bevis på gyldigheten.
Konklusjoner
Disse funnene gir innledende . bevis for at Metacognitions Questionnaire 30 er et gyldig mål for bruk i cancer
Citation: Cook SA, laks P, Dunn G, Fisher P (2014) Måling Metakognisjon i Cancer: Validering av Metacognitions Questionnaire 30 ( MCQ-30). PLoS ONE ni (9): e107302. doi: 10,1371 /journal.pone.0107302
Redaktør: Una Macleod, Støttende omsorg, tidlig diagnose og avansert sykdom (SEDA) forskergruppe, Storbritannia
mottatt: 20 februar 2014; Godkjent: 11 august 2014; Publisert: 12. september 2014
Copyright: © 2014 Cook et al. Dette er en åpen-tilgang artikkelen distribueres under betingelsene i Creative Commons Attribution License, som tillater ubegrenset bruk, distribusjon og reproduksjon i ethvert medium, forutsatt den opprinnelige forfatteren og kilden krediteres
Finansiering:. Denne forskningen ble gjennomført som en del av en Population Health Scientist Fellowship (Ref G0802425) finansiert av Medical Research Council. Finansiører hadde ingen rolle i studiedesign, datainnsamling og analyse, beslutning om å publisere, eller utarbeidelse av manuskriptet
Konkurrerende interesser:.. Forfatterne har erklært at ingen konkurrerende interesser eksisterer
Innledning
Metakognisjon refererer til kunnskap, tro og kognitive prosesser som er involvert i overvåking, kontroll og vurdering av kognisjon [1], [2]. Den metakognitive modellen for psykisk lidelse [2], [3] sier at emosjonell nød blir vedlikeholdt av mistilpasset og langvarig mønstre for tenkning (for eksempel vedvarende bekymring eller grubling) som aktiveres og drevet av underliggende metakognitive oppfatninger. To typer av metakognitiv tro er tenkt spesielt viktig: positive oppfatninger om fordelene med konkrete strategier for å takle plagsomme tanker og følelser (f.eks bekymrings vil hjelpe meg å takle); og negative forestillinger om faren og uncontrollability av perseverative tenkning (f.eks min bekymringsfullt er ukontrollerbare). Positive oppfatninger om verdien av bekymringsfull og grubling er tenkt å aktivere bruk av disse strategiene som et middel til å regulere følelser og kognisjon. Disse strategiene blir patologisk når negative metakognitive oppfatninger er også aktivert slik at bekymring eller grubling selv blir fokus for negativ vurdering – forårsaker ekstra bekymring om bekymring (meta-bekymring). I tillegg kan negative oppfatninger om behovet for å kontrollere tenkning føre til forsøk på å undertrykke uønskede tanker eller bekymringer, som typisk har en paradoksal effekt, øker deres salience og forsterke emosjonelle nød. En annen viktig del av metakognisjon for å forstå emosjonell støtte er de kognitive prosesser som styrer og overvåker kognisjon. Spesielt foreslår metakognitive modellen at økt bruk av selektiv oppmerksomhet til, og oppfølging av, kognisjon fører til uønskede tanker og følelser blir mer fremtredende [4]. En fersk meta-analyse [5] konkluderte med at metakognitiv terapi, som utfordrer metakognitive oppfatninger, er en effektiv intervensjon for både angst og depressive lidelser. Slike funn gir klar støtte for verdien og betydningen av metakognitiv modell for å forstå vedlikehold av emosjonell nød. Den Metacognitions Questionnaire (MCQ) ble utviklet av Cartwright-Hatton og Wells [6] til å utforske de metakognitive dimensjoner som er sentrale i den metakognitive modellen for emosjonell lidelse. Den første 65-element, spørreskjema (MCQ-65) besto av fem subskalaer basert på faktoranalyser, tre av dem vurdere forestillinger, inkludert: «
Positive oppfatninger om bekymring»
; «
Negative oppfatninger om faren og uncontrollability av bekymring
«; og «
negative oppfatninger om tanker generelt
«. De resterende to subskalaer vurdere tendens til å fokusere på kognitive hendelser, «
Kognitiv selvbevissthet
«; og tillit i kognitive evner, spesielt hukommelse og oppmerksomhet, «
Kognitiv tillit
«. Den MCQ-65 bruker en firepunkts Likert respons skala: 1 (ikke enig); 2 (enig litt); 3 (enig moderat); 4 (enig veldig mye)
Men til tross for gode psykometriske egenskaper (se Wells [1] for en gjennomgang), nytten av MCQ-65 ble svekket av dens lengde.; dermed en kortere 30-element versjonen ble utviklet [7]. Dette MCQ-30 beholdt faktor struktur og responsen omfanget av lengre måle, med seks elementer som er valgt for å representere hver metacognitive dimensjon på basis av høyeste faktor lasting og elementet klarhet i tidligere studier.
Innledende psykometriske egenskaper den MCQ-30 ble funnet i en prøve av 182 student og samfunnsdeltakere, for å være stort sett lik de av lengre tiltaket [7]. Intern konsistens av delskalaene varierte fra en tilstrekkelig 0,72 til en utmerket 0,93 med tilstrekkelig test-retest reliabilitet for fire av fem subskalaer (alt fra r = 0,59 «
Negative oppfatninger om bekymring
« til r = 0,87 «
Kognitiv selvbevissthet
«). Bekreftende og utforskende faktoranalyse bekreftet en akseptabel tilpasning av den opprinnelige fem faktormodellen med de fleste elementer du legger på sine spådd faktorer unntatt i tilfelle av «
Trenger du å kontrollere tanker
«der bare tre av seks elementer lastet betydelig. I tillegg ble alle fem subskalaer betydelig og positivt korrelert med tiltak av bekymring (Penn State Worry spørreskjema PSWQ [8]) og Trait angst (Stait – Trait Anxiety Inventory, Stai [9]) med underskall «
Negative holdninger om bekymre
«som viser de sterkeste assosiasjoner. Videre studier har siden vurdert de psykometriske egenskapene til MCQ-30 i mixed student og samfunnsprøver i Storbritannia [10] og Tyrkia [11]. I begge tilfeller den opprinnelige fem faktor struktur ble kopiert og positive sammenhenger demonstrert med teoretisk egnede tiltak av bekymring (PSWQ), angst og depresjon.
Nylig har interessen vokst i bruk av metakognitive modellen for å forstå emosjonelle plager i kreft [12], [13]. Thewes et al [13] brukte MCQ-30 for å utforske for første gang foreningen av metakognitive oppfatninger med Frykt for kreft tilbakefall (FCR) blant unge kvinner med tidlig stadium brystkreft. De fant at underskall «
Negative oppfatninger om bekymring
«var den mest høyt korrelert med FCR og at MCQ-30 total poengsum stod for 36% av variansen i dette utfallet, som fører dem til å konkludere med at maladaptive metacognitions spiller en viktig rolle i FCR. Men utvises forsiktighet i tolkningen av slike funn, fordi uten formell psykometrisk testing vi vet ennå ikke hvordan MCQ-30 opererer i en kreftpopulasjonen.
Derfor sikter studien å utforske for første gang gyldigheten av MCQ-30 i kreft. Hovedmålet er å undersøke om det etablerte fem-faktor struktur av MCQ-30 er gyldig i denne populasjonen og til å undersøke den interne konsistensen av sine skalaer. Et annet mål er å undersøke om de teoretisk forventede sammenhenger mellom spesifikke skalaer av MCQ-30 og angst og depresjon påvist i tidligere forskning (Wells Cartwright-Hatton, 2004; Spada et al, 2008; Yilmaz et al, 2008) er kopiert, og dermed gi bevis av samtidig validitet i denne populasjonen. Som foreningen av metakognitive oppfatninger med emosjonelle plager i kreft ikke hadde blitt undersøkt før denne studien, denne analysen var utforskende med bare en
a priori
hypotese: at underskall «
Negative oppfatninger om bekymring
«vil være den viktigste prediktor for variansen i både angst og depresjon, da dette forholdet har vært konsekvent dokumentert i mental helse [1] fysisk helse [14] og student og samfunns bestander [10], [11].
Metoder
Etikk uttalelse
Denne forskningen ble godkjent i henhold til britiske retningslinjer, ved NHS Nordvest fem forskningsetiske komité (referanse: 09 /H1010 /70). Det er ingen interessekonflikter å bli erklært.
Deltakere
Deltakerne ble rekruttert fra pasienter over 18 år som deltar rutine før behandling klinikker på en National Health Service (NHS) universitetssykehus, etter å ha mottatt en diagnose av primær ikke-metastatisk brystkreft eller prostatakreft. Pasienter ble ekskludert hvis de hadde residiverende eller metastatisk sykdom, eller ble vurdert av den kliniske team eller forsker å være for distressed eller forvirret til å gi informert samtykke.
Tiltak
Metacognitions Questionnaire 30- ( MCQ-30) [7] vurderer metakognitive oppfatninger og prosesser. Det består av fem subskalaer:
«positive oppfatninger om bekymring»
;
Negative oppfatninger om bekymring «
;
«Kognitiv tillit»
;
«behov for å kontrollere tanker»
; og
«kognitiv selvbevissthet
. For hver delskalaen, er seks elementer scoret 1-4, noe som gir total score på 6 til 24. Rekorder indikerer henholdsvis mer positive og negative forestillinger om bekymring, redusert tillit i minne, større tro på behovet for å kontrollere tanker og økt tendens mot selv fokusert oppmerksomhet. Den MCQ-30 har gode interne konsistens og god konvergent og prediktiv validitet i normale populasjoner [7], [10], [11].
Hospital Anxiety and Depression scale (HADS) [15] ble brukt til å vurdere angst og depresjon. Den HADS er en veletablert mål på emosjonelle plager spesielt utviklet for bruk i fysisk syke populasjoner. Fjorten elementer er scoret på en 4-punkts skala som gir to subskala score til 0-21 med høy score indikerer stor angst eller depresjon. De HADS har blitt grundig validert for bruk i kreft [16], [17] og er en av de mest anvendte tiltak av angst og depresjonssymptomer i denne populasjonen.
Prosedyre
Data for denne studien ble samlet inn som en del av en større prospektiv studie utforske sammenslutning av metakognitive oppfatninger med emosjonelle plager etter kreft [18]. Egnede deltakere ble identifisert ved klinikken personalet, som ga dem rekrutterings bokstaver og informasjonsark for studien sammen med sine tilsettingsbrev for rutine forbehandling konsultasjoner og forklarte at deltakelse i forskningen var helt frivillig. Når pasienter deltok på klinikken, ble de som er villige til å se forskeren gitt ytterligere informasjon og ba om skriftlig samtykke. Deltakerne ble bedt om å fullføre studiet spørre i klinikken og fikk valget av elektronisk (håndholdt PC) eller papirformater. De som ikke klarer å fullføre spørreskjemaer i klinikken tok en kopi (papirversjonen) hjemme og returnerte dem i posten. Tolv måneder senere deltakerne ble sendt en andre spørreskjema pakke som de fylles ut og returneres i posten.
Dataanalyse
For å utforske gyldigheten av MCQ-30 over tid og under ulike omstendigheter, data ble analysert separat for begge tidspunkter (forbehandling 12 måneder senere).
Konstruer gyldigheten av MCQ-30 ble først vurdert ved hjelp Bekreftende Factor Analysis (CFA) for å teste den publiserte fem-faktor måling modell . Som det primære målet med denne studien var å vurdere gyldigheten i stedet for å oppnå best mulig modell passform, ble avgjørelsen tatt om ikke å gjøre mindre endringer i modellen basert på data (med mindre sterkt støttet av teori) som slike endringer ofte bare reflektere idiosynkratisk egenskapene av prøven [19]. I stedet ble Utforsk Factor Analysis (EFA) som brukes for å undersøke om en alternativ modell ville være mer hensiktsmessig for dette utvalget. Begge sett med analyser (CFA og EFA), ble utført i Mplus versjon 6.12 [20], med robust vektet minste kvadraters estimator (WLSMV [21], [22]) anbefales for ordinale kategoriske data [23]. EFA testet modeller opp til og med en fem-faktor struktur uten å diktere hvor elementer skal laste. Som tidligere studier identifisert MCQ-30 subskalaer som inter-korrelert, ble en skrå rotasjon (Geomin) brukes til å etablere den optimale mønster av punkt belastninger. For begge analysene (CFA EFA) ble dekkende modell passer vurderes basert på to inkrementelle fit indekser: den Comparative Fit Index (CFI); og Tucker-Lewis Fit Index (TLI), med verdier nær 0,95 indikerer en velsittende modell [24], og to absolutte mislykkede indekser: Root bety Square Error of Tilnærming (RMSEA) med verdiene 0,05 indikerer god passe og 0,5- 0,08 tilstrekkelig fit [25]; og veid Residual (wrmr) med verdier som er mindre enn 0,95 indikerer god passform [26]. For EFA den Standardisert root mean square (SRMR) ble brukt, i stedet for wrmr, med verdier 0,05 indikerer god passform. Inter-korrelasjoner blant de fem latente faktorer av den publiserte modellen ble undersøkt og den indre konsistens av hver underskall vurdert ved anvendelse av Cronbachs alfa.
Samtidig gyldigheten av MCQ-30 ble deretter evaluert (ved hvert tidspunkt) etter montering dataene til en strukturell modell der latente variabler for angst og depresjon (hver angitt med sine syv deltagende HADS stk), ble tilbakegang på de MCQ-30 faktorer. Adekvat modell fit igjen ble vurdert ved hjelp av passer indeksene som er beskrevet ovenfor. Som MCQ-30 og HADS delskalaene ikke var normalfordelte og studiet prøven relativt lite, ble bootstrapping teknikker som brukes til å teste robustheten av resultatene.
Resultater
Sample egenskaper for deltakerne på hvert tidspunkt er vist i tabell 1.
Fakultet Struktur
Bekreftende faktoranalyse av MCQ-30 fem faktor modell viste samlet en marginalt tilstrekkelig tilpasning av modellen til dataene på forbehandling vurdering: χ
2 (395) = 787,448. p . 01, RMSEA = 0,066 (90% KI = 0,059 til 0,073), CFI = 0,91, TLI = 0,90, wrmr = 1,218.
Unders Faktor analyse som, i motsetning til CFA, ikke diktere hvor elementer skal laste, bekreftet at en fem-faktor løsning likevel gitt den beste modellen. Dessuten passer indekser (χ
2 (295) = 439,692 P. 0,001, RMSEA = 0,046 (90% KI = 0,037 til 0,055), CFI = 0,97, TLI = 0,95, SRMR = 0,046) sammen indikerer en god tilpasning av modellen til denne informasjonen. Som vist i tabell 2, alle elementer som er lagt 0,4 på forventet faktorer [7]. Men som varene ble tillatt å laste fritt over noen faktorer, ble det observert mindre avvik mellom EFA-avledet løsningen og utgitt fem faktor modell. Spesielt to elementer, MCQ3 og MCQ13, hadde sine høyeste belastninger på andre enn de forventede de faktorer. Sak MCQ3 lastet høyere på «
Negative oppfatninger om bekymring
« (F1) enn på den forventede faktor – «
Kognitiv selvbevissthet
«(F4). Sak MCQ13 hadde tilsvarende belastninger på begge sine forventede faktorer – «
Behov for kontroll over tanker
« (F5) – og «
Kognitiv selvbevissthet
«(F4). Ytterligere to elementer (MCQ5 MCQ29) viste også signifikante ( 0,4). Kryss-belastninger selv for både den høyeste lastesamsvarende med den publiserte faktor struktur
På 12 måneders føl- opp, CFA indikerte en tilstrekkelig tilpasning av dataene til den publiserte fem-faktor modellen: χ
2 (395) = 684,184. p . 01, RMSEA = 0,060 (90% KI = 0,053 til 0,068, (p RMSEA 0,05. 0,015), CFI = 0,95, TLI = 0,95, wrmr = 1,048 Derfor ingen Utforsk Factor Analysis ble utført.
The Mean og sikkerhetsdatablad av de fem MCQ-30 subskalaer og sammenhengene blant de fem latente variabler (CFA standardisert løsning) på begge tidspunkter er presentert i tabell 3. Den interne konsistensen på delskalaene ble vurdert ved hjelp av Cronbachs alfa (Tabell 3) og varierte 0,73 til 0,89 forbehandling og 0,79 til 0,91 på 12 måneders oppfølging, noe som indikerer tilstrekkelig til gode interne konsistens. på begge tidspunkter underskall med lavest alpha koeffisienten var «
behov for kontroll
«.
Konvergent validitet
den hypotetiske modell av forholdet mellom metakognitive oppfatninger (ved hjelp av MCQ-30 publiserte faktor struktur) og samtidig angst og depresjon er vist i Figur 1. Samlet passer indeksene for denne latente variable SEM (se tabell 4) indikerte en akseptabel tilpasning av modellen. på begge tidspunkter, «
Negative oppfatninger om bekymring
forklarte betydelig avvik i både angst og depresjon, og som en hypotese, var den sterkeste av alle prediktorer. «
Positive oppfatninger om bekymring
« også forklart varians i angst på begge tidspunkter, men ikke depresjon. Ved forbehandling tidspunktet,
«Need for kontroll over tanker»
var assosiert med færre symptomer på angst, selv om denne foreningen falt bare kort av signifikant (p = 0,057) ved tolvmåneders føl- opp. Det var ingen signifikant sammenheng mellom «
Kognitiv tillit
«eller
« kognitiv selvbevissthet «
og angst eller depresjon på enten tid-punkt.
N.B. Rektangler indikerer observert variabler på MCQ-30 (MCQ) eller HADS (H); ellipser indikerer latente faktorer. Latente faktorer:
Positive oppfatninger om bekymring plakater (POS);
Negative oppfatninger om bekymring plakater (NEG);
Kognitiv Confidence product: (CC);
Trenger du å kontrollere tanker
(NC);
Kognitiv Self-bevissthet plakater (CSC); HADS angst (HADS-A); HADS depresjon (HADS-D). Tallene viser standardiserte bane koeffisienter og deres betydning ved forbehandling og (i parentes) 12-måneders oppfølging. Feil som ikke er vist;
*** p 0,001
** p 0,01
* p 0,05
Diskusjoner
Denne studien gir den første bevis for å understøtte den publiserte fem-faktor struktur av MCQ-30 [7] som gyldig og replikerbar i en kreftpopulasjonen. Selv ved forbehandling tidspunkt CFA viste bare en marginal passform, påfølgende EFA bekreftet at en fem-faktor løsning fortsatt tilbys den beste løsningen. Den forbedrede passer observert for EFA over CFA var et resultat av elementer å få lov til å laste fritt over noen av faktorene. Men alle elementene fortsatt lastet på forventet faktorer med kun mindre avvik mellom de to modellene. Ved 12-måneders oppfølging, fit var akseptabelt, og kan sammenlignes med det som rapporteres av tiltaket utviklere [7]. Det er ikke klart hvorfor passform bør være litt bedre på 12 måneders oppfølging. Administrasjonsmåten var forskjellig mellom de to tidspunkter med pre-behandling vurderingene i stor grad blir utført på håndholdte PCer, mens 12 måneders oppfølging ble gjennomført på papir. Forbedret passform ved oppfølging kan derfor oppstå fordi prosedyren for denne vurderingen er nærmere hvordan spørreskjemaene har blitt administrert i løpet av foregående valideringsstudier. Likeledes kan den observerte forbedring i form være delvis på grunn av tidspunktet for vurderingene i at forbehandlingen vurderingen ble gjennomført relativt kort tid etter diagnose, i en periode som er klinisk opptatt og ofte følelsesmessig turbulent. I motsetning er tolv måneders oppfølging for mest sannsynlig å være en mer avgjort tid, minst klinisk. Imidlertid, tatt sammen, er disse CFA og EFA resultater tyder på at den etablerte fem faktor struktur av MCQ-30 er gyldige for bruk i en kreftpopulasjonen, og at det fortsatt er gyldige for ett år etter diagnose og skiftende sykdom /behandlings omstendigheter. I tillegg tyder resultatene på at de skalaer har god intern konsistens sammenlignes med de som finnes i tidligere studier [7], [10], [11]
To varer (MCQ3 MCQ13). Hadde sine høyeste loadingene på en annen faktor til det forventet. Men bare en av disse er lagt høyere på den faktor; Sak MCQ3 ( «Jeg tenker mye på mine tanker «) hadde sin høyeste belastning på»
Positive oppfatninger om bekymring
«i stedet for den forventede faktor»
Kognitiv selvbevissthet
«. Begge disse elementene har også vist seg å kryss belastning på ulike faktorer som tidligere [11] Selv om, i den studien, punkt MCQ3 lastet 0,4 på «
Negative oppfatninger om bekymring
« ikke på «
positive oppfatninger om bekymring
«som i denne studien.
Foreløpig bevis for tiltakets konvergent validitet er levert av strukturelle ligningen modell av forholdet mellom de MCQ-30 latente faktorer med angst og depresjon. Som en hypotese, og som vist tidligere i mental helse, fysisk helse, student og samfunns bestander, «
Negative oppfatninger om bekymring
«var den sterkeste prediktor for både angst ([7], [10], [11] [14] og depresjon [10], [11]. i tillegg «
Positive oppfatninger om bekymring
« spådd angst på begge tidspunkter. Men i motsetning til «
Behov for kontroll over tanker
«ble negativt relatert til angst ved forbehandling selv om dette forholdet var marginalt ikke-signifikant på tolv måneders oppfølging. dette tyder på at deltakere med lavere overbevisning om behovet for å kontrollere sin tenkning opplever større angst. Slike funn er uventet som tidligere studier i psykisk helse, har student og samfunnsprøver indikerte at større tro på behovet for å kontrollere tanker, spår høyere snarere enn lavere nivåer av angst. dette resultatet kan tyde på en forskjell mellom denne og tidligere studert mental helse, student og samfunns populasjoner imidlertid vil ytterligere arbeid være nødvendig. for å fastslå hvorvidt dette er en sann populasjonsdifferanse eller bare en artefakt av de foreliggende data.
det er viktig å bemerke at, ved strukturelle ligning modellering standarder, studien anvendes en liten prøvestørrelse, noe som kan redusere stabiliteten av funnene. Derfor er ytterligere arbeid er nødvendig for å fastslå om den tilsynelatende differensial elementet fungerer og observerte mønstre av foreninger representerer reell populasjonsforskjeller eller er idiosynkratisk til dette datasettet. I tillegg, som bare bryst og prostata kreft pasienter ble inkludert i studien, er det fortsatt viktig å undersøke om funnene kan bli replikert på tvers av ulike kreftdiagnoser.
I sammendraget, gir denne studien første bevis for at den etablerte fem-faktor struktur av MCQ-30 er gyldige for bruk i en kreftpopulasjonen og at skalaer har god indre konsistens. Positive og negative forestillinger om bekymring var assosiert med samtidig angst og depresjon som forventet, selv om negative forhold av angst med «
Behov for kontroll over tanker
«er uventet og derfor spennende. Til tross for de begrensninger som er omtalt ovenfor vi konkludere fra denne studien at det MCQ-30 er et tilstrekkelig gyldig mål for å vurdere metakognitive oppfatninger og prosesser i bryst- eller prostatakreft bestander i det første året etter diagnose.
Takk
Vi takknemlig takke de ansatte og pasienter ved Royal Liverpool Broadgreen Universitetet NHS Hospital Trust for å støtte denne studien.
