Alzheimerdementie kan gepaard gaan met symptomen van depressie [ 1 ]. Zo komen depressiesymptomen bij 5 % tot 44 % van de patiënten met dementie voor, waarbij 10 % tot 20 % voldoet aan criteria voor een depressieve episode [ 2 , 3 ]. Signalering van stemmingsklachten is van belang, aangezien er goede behandelmogelijkheden zijn. Onderzoek naar stemmingsklachten wordt vaak ondersteund met vragenlijsten in een interviewvorm. Bij alzheimerdementie ontstaan vroeg of laat echter problemen met taalexpressie of taalbegrip (afasie) [ 3 ]. Beperkingen van het taalgebruik kunnen een belemmering vormen voor het uitdrukken van gevoelens of ervaringen waarover in het kader van stemmingsonderzoek vragen worden gesteld [ 4 ]. Niettemin is het in de klinische praktijk gebruikelijk om bij oudere patiënten met dementie en een eventuele taalstoornis stemmingsvragenlijsten af te nemen. Het is niet bij voorbaat duidelijk of onderzochten de vragen begrijpen en de antwoorden hun gevoelens juist weergeven. Bij twijfel aan het vermogen van een patiënt om vragen van een stemmingsvragenlijst te beantwoorden, kunnen onderzoekers voor een beter inzicht in de gemoedstoestand van de patiënt navraag doen bij anderen die de patiënt goed kennen. Daarvoor zijn gedragsobservatieschalen beschikbaar zoals de Gedragsobservatieschaal voor de Intramurale Psychogeriatrie (GIP), de Beoordelingsschaal voor Psychische en Sociale problemen in het verzorgingshuis (BPS) of de Cornell Scale for Depression in Dementia (CSDD) [ 5 – 7 ].
Voor zover bekend is niet eerder onderzoek gedaan naar de relatie tussen taalstoornissen bij alzheimerdementie en de beantwoording van stemmingsvragenlijsten. Dat was voor ons de aanleiding om te onderzoeken hoe ouderen met alzheimerdementie, al dan niet gecompliceerd door een taalstoornis, antwoord zouden geven op vragen gesteld in een stemmingsonderzoek. In vergelijking met ouderen zonder cognitieve stoornis zouden ouderen met dementie plus een eventuele taalstoornis systematisch ontkennende of misschien opvallend vaak bevestigende antwoorden kunnen geven op de items uit een vragenlijst. Dit zou kunnen resulteren in extreem hoge of extreem lage somscores op stemmingsvragenlijsten met over- of onderdiagnostiek van stemmingsproblematiek als gevolg.
Onderzoek door Leontjevas et al. naar zelfbeoordeling van levenskwaliteit liet een hoge mate van overeenstemming zien tussen het eigen oordeel van verpleeghuisbewoners zonder dementie en het oordeel van verzorgenden, maar grote discrepanties bij bewoners met dementie. De laatsten beoordeelden hun kwaliteit van leven gemiddeld veel gunstiger dan verzorgenden [ 8 ]. Wanneer verzorgenden de kwaliteit van leven niet beoordeelden vanuit hun persoonlijke waardensysteem, maar zich probeerden te verplaatsen in de beleving van de bewoner met dementie, benaderde de inschatting van verzorgenden die van de patiënten. Verzorgenden beoordeelden de kwaliteit van leven meestal minder gunstig dan mensen met dementie zelf (een negatieve discrepantie), maar soms juist gunstiger (een positieve discrepantie).
Aangezien verzorgenden vaak als informant worden gevraagd om de stemming van bewoners te beoordelen, vroegen we in ons onderzoek ook de verzorgenden een inschatting te maken van de stemming van de deelnemende ouderen door zich in hen in te leven. Voor een optimale vergelijkbaarheid hebben we de ouderen en hun verzorgenden dezelfde stemmingsvragenlijsten laten invullen. We gebruikten twee vragenlijsten die in de geestelijke gezondheidszorg veel toegepast worden: de Beck Depression Inventory-second edition (BDI-II-NL) en de Geriatric Depression Scale 30 (GDS-30). Van deze vragenlijsten is eerder vastgesteld dat zij toepasbaar zijn bij onderzoek van ouderen met een lichte tot matig-ernstige dementie [ 2 , 9 ].
We legden de vragenlijsten voor aan drie groepen ouderen en hun verzorgenden: een groep ouderen zonder cognitieve stoornis (NC), een groep met alzheimerdementie zonder taalstoornis (AD-) en een groep met alzheimerdementie plus een taalstoornis (AD+).
We breidden de onderzoeksvraag uit met drie deelvragen betreffende de vergelijking van zelfbeoordeling met een informantoordeel: is de aanwezigheid van alzheimerdementie of een taalstoornis van invloed op de mate van overeenstemming? Zijn sterkte en richting van eventuele discrepanties tussen zelfbeoordeling en informantoordeel afhankelijk van het oordeel van de oudere zelf? In hoeverre is een dergelijke relatie afhankelijk van de aanwezigheid van alzheimerdementie of een taalstoornis?
Methoden
Deelnemers
Deelnemers aan het onderzoek waren 53 ouderen, woonachtig in vijf verschillende zorginstellingen, en hun eerstverantwoordelijke verzorgenden (evv’s, in dit artikel verzorgenden genoemd). Vijfentwintig deelnemers hadden de diagnose alzheimerdementie, 28 deelnemers hadden geen cognitieve stoornis. Bij alle deelnemers werd de MMSE afgenomen [ 10 ]. Voor deelnemers zonder cognitieve stoornis (NC) was een MMSE-score < 25 een exclusiecriterium, en voor de groepen alzheimerdementie zonder een taalstoornis (AD-) en alzheimerdementie plus een taalstoornis (AD+) een MMSE-score < 15 of >24 [ 11 ]. Andere exclusiecriteria waren een psychiatrische stoornis in de voorgeschiedenis, ernstige visusproblemen, alcoholmisbruik, cerebraal trauma, cerebrovasculaire aandoeningen, hydrocephalus, epilepsie, neoplasma, bewustzijnsstoornissen of focale aandoeningen in de hersenen.
Stemming kan beïnvloed worden door bepaalde lichamelijke aandoeningen. Van elke deelnemer werden daarom bijkomende aandoeningen (comorbiditeit) genoteerd, zoals artrose, eerder doorgemaakte acute verwardheid, diabetes, migraine, hypertensie, tumoren, aandoeningen van de galwegen, hart, longen, bloedvaten, nieren of schildklier. Ook werd gevraagd naar gehoor- en visusproblemen. Opleiding van de deelnemers werd gecodeerd volgens een indeling naar vijf niveaus: lager onderwijs (1), lbo, mulo of mavo (2), havo, mms, mbo (3), vwo, hbs (4) en hbo, universiteit (5) [ 12 ]. Er werd in de analyse gecorrigeerd voor eventuele comorbiditeit en opleiding.
Taalvaardigheid
Voor onderzoek naar taalvaardigheid is de testverzameling van de Stichting Afasie Nederland (SAN) gebruikt, alsmede de subtests Benoemen en Taalbegrip van de Akense Afasie Test (AAT) [ 13 , 14 ]. De handleiding van de SAN-test beschrijft een procedure voor de berekening van een totaalscore, waarin de resultaten van twee begripstaken (begrip van woorden, begrip van zinnen) en twee woordproductietaken (afbeeldingen benoemen en dieren opnoemen) zijn verwerkt. Volgens de handleiding kunnen deelnemers zonder taalstoornis (score≥ 227) worden onderscheiden van deelnemers met een taalstoornis (score< 227).
Stemmingsvragenlijsten
De hier gebruikte stemmingsvragenlijsten zijn in het Nederlands beschikbaar en onderzocht op hun betrouwbaarheid en validiteit bij ouderen [ 9 ]. Beck Depression Inventory-second edition (BDI-II-NL) telt 21 items met elk vier antwoordmogelijkheden, gerangschikt naar ernst, van 0 tot 3 [ 15 ]. Deelnemers werden gevraagd het antwoord te kiezen dat het best beschreef hoe zij zich ‘de afgelopen twee weken, met vandaag erbij’ hadden gevoeld. De onderzoeker las per item de eerste twee antwoordmogelijkheden voor, bijvoorbeeld: “Ik beleef net zo veel plezier als altijd aan de dingen die ik leuk vind”, direct gevolgd door: “Ik geniet niet meer zoveel van dingen als vroeger”. Indien de deelnemer het eerste antwoord beaamde, werd de score 0 gegeven. Indien de deelnemer het tweede antwoord beaamde, werd aanvullend de derde antwoordmogelijkheid voorgelezen, in dit geval: “Ik beleef heel weinig plezier aan de dingen die ik vroeger leuk vond”. Bij ontkenning werd de score 1 gegeven, bij bevestiging werd ook de laatste antwoordmogelijkheid voorgelezen: “Ik beleef geen enkel plezier aan de dingen die ik vroeger leuk vond”. Bij een bevestigend antwoord werd de score 3 gegeven, bij ontkenning de score 2. Deze afnameprocedure komt tegemoet aan problemen die een deelnemer kan hebben met het overzien en onthouden van de vier, en bij sommige items zelfs zeven antwoordmogelijkheden (zoals bij verandering van slaappatroon en eetlust). Item 21 (over verlies van interesse in seks) is niet gebruikt, omdat we bij de voorbereiding van dit onderzoek dachten dat het item ongepast confronterend of irrelevant zou zijn voor de oudere deelnemers, of lastig te beantwoorden door verzorgenden als informanten.
De Geriatric Depression Scale (GDS) heeft 30 items waarop met “ja” of “nee” kan worden geantwoord. Enkele voorbeelden: “Bent u vaak rusteloos of zenuwachtig?”, “Piekert u over dingen die u niet uit uw hoofd kunt zetten?” en “Staat u ’s ochtends met plezier op?” [ 16 ]. De inhoudelijke overeenstemming tussen de items van de BDI en GDS, bepaald met de Jaccard index (0 = geen overlap, 1 = volledige overlap) bedraagt 0,84, en kan worden gekenschetst als ‘zeer groot’ [ 17 ].
De verzorgende die de bewoner het best kende werd gevraagd zich in deze bewoner zo goed mogelijk in te leven en de stemmingsvragenlijsten in te vullen alsof zij de bewoner zelf was. Hierbij werd nadrukkelijk aangegeven dat de vragen beantwoord moesten worden met betrekking tot de laatste twee weken en dat het niet de bedoeling was met de deelnemer te overleggen. Er werd op gelet dat de verzorgende de afgelopen weken regelmatig contact had gehad met de bewoner.
Analyses
Onderzoeksvraag 1
Verschillen de drie onderzochte groepen (NC, AD- en AD+) in hun scores op de twee stemmingsvragenlijsten?
Voor de drie onderscheiden groepen (NC, AD-, AD+) zijn de frequentieverdelingen van de somscores op BDI en GDS onderzocht. Met behulp van regressieanalyse en R‑software werd bepaald in hoeverre de drie groepen op basis van de stemmingsscores van elkaar konden worden onderscheiden [ 18 ]. Regressiemodellen werden berekend met en zonder de variabelen geslacht, leeftijd, opleiding, comorbiditeit en MMSE-score. Regressieanalyse veronderstelt een normaalverdeling van de stemmingsscores in de drie groepen. Omdat het aantal deelnemers in deze exploratieve studie in de verschillende groepen relatief klein is, hebben we de stemmingsgegevens ook geanalyseerd met behulp van non-parametrische, Bayesiaanse analyses, die minder afhankelijk zijn van normaal verdeelde scoreverdelingen [ 19 ]. Met de non-parametrische analyses werd de waarschijnlijkheid van drie informatieve hypothesen berekend voor het onderscheid tussen deelnemers zonder of met een taalstoornis (respectievelijk groep AD- en AD+) [ 20 , 21 ]. De informatieve hypothesen kunnen beschouwd worden als een specifieke uitwerking van onderzoeksvraag 1. We duiden de informatieve hypothesen aan met de letters A, B en C. Volgens hypothese A kennen deelnemers in groep AD- (alzheimerdementie zonder taalstoornis) zichzelf gemiddeld hogere scores op de depressievragenlijsten toe dan deelnemers in groep AD+ (alzheimerdementie plus taalstoornis). Hypothese B veronderstelt de omgekeerde volgorde. Hypothese C veronderstelt een matig verschil (niet groter dan een halve standaarddeviatie) tussen de gemiddelde stemmingsscores. De waarschijnlijkheid van elke hypothese wordt, gegeven de empirische resultaten, uitgedrukt in termen van een posterieure modelkans (PMK). Een PMK laat zien hoe de waarschijnlijkheid van een aanvankelijke verwachting verandert (groter of kleiner wordt) in het licht van de verzamelde gegevens.
Onderzoeksvraag 2
Geven informanten (verzorgenden) dezelfde antwoorden op stemmingsvragen als de ouderen zelf?
We analyseerden voor elk van de drie onderzochte groepen de mate van overeenstemming tussen het eigen oordeel van de oudere deelnemers en dat van hun verzorgenden door berekening van de intraclass correlation coefficient (ICC) en het 95 %-betrouwbaarheidsinterval. De ICC werd berekend met behulp van een two-way random effects ANOVA-model, ook wel aangeduid als ‘case 2 model ICC(A,1)’ of ‘ICC2(A,1)’ [ 22 ]. Verder bepaalden we voor elke groep de richting en grootte van eventuele discrepanties tussen het eigen oordeel en dat van verzorgenden. Ook onderzochten we hoe aanwezigheid van alzheimerdementie of een taalstoornis samenhing met richting en grootte van eventuele discrepanties.
Resultaten
Tab. 1 beschrijft de deelnemers, onderscheiden naar drie groepen, in termen van geslacht, opleiding, leeftijd, comorbiditeit en MMSE-score. Vrouwen (70 %) waren sterker vertegenwoordigd dan mannen (30 %). Opleiding varieerde van basisonderwijs (38 % van de deelnemers), mulo of vergelijkbare opleiding (32 %) tot universitair onderwijs (8 %). De helft van de deelnemers was 85 jaar of ouder. Comorbiditeit kwam bij 77 % van de deelnemers voor.
Tabel 1 Algemene gegevens, taal- en stemmingsscores voor drie groepen deelnemers: zonder cognitieve stoornis (NC), alzheimerdementie zonder taalstoornis (AD−) en alzheimerdementie plus taalstoornis (AD+). Gemiddelden (M) en standaarddeviaties (SD)
| NC (N = 28) | AD− (N = 15) | AD+ (N = 10) | ||
|---|---|---|---|---|
| Algemeen | range | M (SD) | M (SD) | M (SD) |
| Gender | v; m | 68 %; 32 % | 80 %; 20 % | 60 %; 40 % |
| Opleiding | 1–5 | 1,9 (0,9) | 2,4 (1,5) | 2,6 (1,7) |
| Leeftijd | 70–95 | 85,7 (5,8) | 83,0 (4,9) | 86,9 (5,8) |
| Comorbiditeit | 0–3 | 1,7 (0,8) | 0,7 (0,9) | 1,3 (1,0) |
| MMSE | 15–30 | 27,7 (1,5) | 20,2 (2,6) | 17,4 (2,1) |
| Taal | range | M (SD) | M (SD) | M (SD) |
| SAN Begrip woorden | 16–18 | 17,9 (0,4) | 17,9 (0,3) | 17,1 (0,7) |
| SAN Begrip zinnen | 28–45 | 43,6 (1,2) | 42,8 (1,6) | 36,5 (4,5) |
| SAN Dieren opnoemen | 3–32 | 21,8 (6,4)a | 15,6 (5,3)b | 8,0 (2,7) |
| SAN Benoemen | 14–18 | 17,6 (0,7) | 17,4 (0,7) | 16,4 (1,3) |
| SAN Receptiviteit | 99–117 | 115,7 (1,3) | 115,0 (1,3) | 108,4 (4,4) |
| SAN Productiviteit | 104–138 | 126,5 (7,7)a | 119,3 (6,4)b | 109,3 (3,2) |
| SAN Totaal | 210–255 | 242,1 (8,2)a | 234,4 (6,2)b | 217,7 (5,1) |
| AAT Benoemen | 60–119 | 105,5 (8,6) | 99,0 (10,5) | 88,1 (14,3) |
| AAT Taalbegrip | 63–120 | 106,5 (7,7) | 97,3 (10,0) | 82,6 (9,6) |
| Stemming | range | M (SD) | M (SD) | M (SD) |
| BDI-II-NL deelnemers | 0–10 | 3,3 (2,6) | 2,5 (2,1) | 3,7 (4,3) |
| BDI-II-NL informanten | 1–35 | 8,4 (3,7) | 13,2 (9,7) | 14,1 (5,9) |
| BDI-II-NL verschil | −5–30 | 5,1 (4,0) | 10,7 (9,1) | 10,4 (6,8) |
| GDS-30 deelnemers | 0–17 | 3,8 (2,8) | 3,7 (2,6) | 5,9 (5,5) |
| GDS-30 informanten | 0–25 | 6,4 (4,1) | 10,7 (6,4) | 10,8 (5,8) |
| GDS-30 verschil | −6–25 | 2,6 (4,2) | 7,1 (8,0) | 4,9 (7,9) |
an = 24; bn = 14MMSE Mini Mental State Examination, SAN Stichting Afasie Nederland, AAT Akense Afasie Test; BDI Beck Depression Inventory, GDS-30 Geriatric Depression Scale (dertig items)
Voor vier van de 28 deelnemers zonder cognitieve stoornis kon wegens het ontbreken van het testonderdeel ‘dieren opnoemen’ geen totaalscore worden berekend. Gelet op hun normale (niet- afwijkende) scores op de overige taaltests, gingen we ervan uit dat zij geen taalstoornis hadden, evenals de overige 24 deelnemers zonder cognitieve stoornis, die allen een SAN-totaalscore ≥ 227 behaalden. Ook voor één van de 25 deelnemers met alzheimerdementie ontbrak een score op het onderdeel ‘dieren opnoemen’, maar waren de scores op de overige taaltests normaal. Hierdoor gingen we ervan uit dat deze deelnemer geen taalstoornis had. Van de deelnemers met alzheimerdementie hadden 15 geen, en 10 wel een taalstoornis op basis van de SAN-totaalscore, van respectievelijk ≥ 227 en <227. De diverse taaltests laten grotere verschillen zien tussen de twee groepen met alzheimerdementie (AD- en AD+) dan tussen de deelnemers zonder cognitieve stoornis (NC) en de deelnemers met alzheimerdementie zonder taalstoornis (AD-).
Verschillen de drie onderzochte groepen (NC, AD- en AD+) in hun scores op de twee stemmingsvragenlijsten (onderzoeksvraag 1)?
Fig. 1 laat zien dat de frequentieverdelingen van stemmingsscores in de drie groepen (NC, AD- en AD+) sterk overlappen. Naarmate de omvang van de groepen kleiner wordt, nemen de verschillen tussen mediaan en gemiddelde toe (zoals voor groep AD+). Een gemiddelde staat meer dan de mediaan onder invloed van relatief extreme scores. Lineaire regressieanalyses gaven als uitkomst dat de gemiddelde stemmingsscores tussen de groepen niet significant verschilden (tab. 2). Toevoeging van de covariabelen geslacht, leeftijd, opleiding, comorbiditeit en MMSE-score verhoogde de verklarende waarde van de regressiemodellen voor het onderscheid tussen de drie groepen niet.
Figuur 1 Beck Depression Inventory (BDI) (a) en Geriatric Depression Scale (GDS) (b). Verdeling van somscores voor drie groepen (NC deelnemers zonder cognitieve stoornis, AD− deelnemers met alzheimerdementie zonder taalstoornis, AD+ deelnemers met alzheimerdementie plus taalstoornis). De rechthoeken bestrijken de middelste 50 % van de scoreverdeling, met mediaan (horizontale lijn) en gemiddelde (ruitfiguur). De verticale lijnen omvatten de hoogste en laagste scores
Tabel 2 Lineaire regressieanalyse met stemmingsscores als afhankelijke variabele en groep als onafhankelijke variabele (predictor). De gemiddelde stemmingsscore voor groep AD− en groep AD+ wordt verkregen door de parameterwaarde op te tellen bij die van de intercept (groep NC)
| BDI-somscore | GDS-somscore | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Groep | N | Parameter | SE | t | p | Parameter | SE | t | p |
| NC | 28 | 3,29 | – | – | – | 3,79 | – | – | – |
| AD− | 15 | −0,75 | −0,91 | −0,83 | 0,41 | −0,12 | 1,09 | −0,11 | 0,91 |
| AD+ | 10 | 0,41 | 1,04 | 0,40 | 0,69 | 2,11 | 1,25 | 1,69 | 0,10 |
NC deelnemers zonder cognitieve stoornism AD− deelnemers met alzheimerdementie zonder taalstoornis, AD+ deelnemers met alzheimerdementie plus taalstoornis, SE standaardfout, t toetsingsgrootheid, p significantieniveau
Drie informatieve hypothesen (A, B, C) over scores op stemmingsvragenlijsten bij alzheimerdementie, met of zonder taalstoornis (nadere uitwerking van onderzoeksvraag 1)
Tab. 3 vergelijkt de posterieure modelkansen voor de drie hypothesen over verschillen in gemiddelde depressiescores tussen de groep alzheimerdementie zonder taalstoornis (AD-) en de groep alzheimerdementie plus een taalstoornis (AD+). Hypothese A (de gemiddelde depressiescore is voor AD- groter dan voor AD+) is op grond van de empirische data onwaarschijnlijk, met een geringe posterieure modelkans van 10 % (BDI) of 6 % (GDS). De twee andere hypothesen (B en C) zijn ongeveer even waarschijnlijk. Hypothese B (de gemiddelde depressiescore is voor AD+ groter dan voor AD-) is ongeveer even aannemelijk als hypothese C (de gemiddelde depressiescores voor AD+ en AD- verschillen niet sterk), gelet op de posterieure modelkansen van 41 %, respectievelijk 49 % voor de BDI en 52 %, respectievelijk 42 % voor de GDS. De resultaten van dit onderzoek maken de hypothese dat deelnemers met alzheimerdementie plus een taalstoornis meer stemmingsklachten uitten dan deelnemers met alzheimerdementie zonder taalstoornis (B) niet meer of minder waarschijnlijk dan de andere hypothese, dat de twee groepen in dit opzicht niet van elkaar verschilden (C).
Tabel 3 Posterieure modelkansen (PMK) voor drie Bayesiaanse modellen betreffende somscores op de BDI (Beck Depression Inventory) en de GDS (Geriatric Depression Scale)
| BDI (%) | GDS (%) | ||
|---|---|---|---|
| Hypothese | PMK | PMK | |
| A | AD− > AD+ | 10 | 6 |
| B | AD− < AD+ | 41 | 52 |
| C | AD− ≈ AD+ | 49 | 42 |
AD− deelnemers met alzheimerdementie zonder taalstoornis, AD+ deelnemers met alzheimerdementie plus taalstoornis
De posterieure modelkansen in tab. 3 geven meer inzicht in mogelijke stemmingsverschillen tussen deelnemers met of zonder taalstoornis dan de regressieanalyses in tab. 2. De regressieanalyses lieten verwerping van de nulhypothese niet toe (‘er is geen verschil in gemiddelde stemmingsscores tussen de groepen’). Tab. 3 voegt in termen van kansverhoudingen meer betekenis toe, bijvoorbeeld dat het weinig aannemelijk is dat de gemiddelde depressiescores voor deelnemers met een alzheimerdementie zonder taalstoornis (AD-) hoger waren dan voor deelnemers met een alzheimerdementie plus een taalstoornis (AD+).
Geven informanten (verzorgenden) dezelfde antwoorden op stemmingsvragen als ouderen zelf (onderzoeksvraag 2)?
Tussen het oordeel van de verzorgenden (als informanten) en dat van de deelnemers zelf was op de twee stemmingsvragenlijsten zeer weinig overeenstemming (zie tab. 4). Geen van de intraclass correlatiecoëfficiënten (ICC’s) benaderde de waarde van 0,70 die minimaal vereist is voor betrouwbare overeenstemming tussen beoordelaars. De verwachting dat de verzorgenden, als informanten voor de ouderen die zij verzorgden, min of meer gelijke antwoorden zouden geven op stemmingsvragenlijsten, vindt dan ook geen steun in de bevindingen. Uit de geringe overeenstemming tussen het oordeel van verzorgenden als informanten en deelnemers zonder cognitieve stoornis (NC), maken we op dat het voor informanten moeilijk is om te ‘weten’ hoe ouderen een stemmingsvragenlijst zullen invullen, zelfs wanneer het gesprekscontact niet belemmerd wordt door alzheimerdementie of een taalstoornis.
Tabel 4 Intraclass correlatiecoëfficiënten (ICC) en 95 %-betrouwbaarheidsinterval (BI) voor BDI- en GDS-somscores van deelnemers zelf en informanten, onderscheiden naar deelnemers zonder cognitieve stoornis (NC), deelnemers met alzheimerdementie zonder taalstoornis (AD−) en deelnemers met alzheimerdementie plus taalstoornis (AD+)
| NC (n = 28) | AD− (n = 15) | AD+ (n = 10) | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Stemmingsvragenlijst | ICC | 95 %-BI | ICC | 95 %-BI | ICC | 95 %-BI |
| BDI | 0,10 | −0,10; 0,28 | 0,08 | −0,20; 0,34 | 0,05 | −0,30; 0,38 |
| GDS | 0,22 | 0,03; 0,40 | −0,19 | −0,44; 0,09 | 0,01 | −0,33; 0,35 |
BDI Beck Depression Inventory, GDS Geriatric Depression Scale
Beantwoording van de drie deelvragen
Uit tab. 1 (onderste deel: Stemming) blijkt dat verzorgenden (als informanten) op de twee stemmingsvragenlijsten gemiddeld hogere scores gaven dan de deelnemers zelf. De discrepanties zijn groter voor deelnemers met alzheimerdementie. Tab. 5 laat zien dat de BDI-verschilscores voor deelnemers met alzheimerdementie, ongeacht aanwezigheid van een taalstoornis, significant groter zijn dan die voor deelnemers zonder cognitieve stoornis. Voor de GDS-verschilscores geldt dat deze voor deelnemers zonder taalstoornis (AD-), maar niet voor deelnemers met een taalstoornis (AD+), groter zijn dan voor ouderen zonder alzheimerdementie (NC).
Tabel 5 Lineaire regressieanalyse met BDI- en GDS-discrepantiescores (informantoordeel minus eigen oordeel) als afhankelijke variabele en groep als onafhankelijke variabele (predictor). De gemiddelde discrepantiescore voor groep AD− en groep AD+ wordt verkregen door de parameterwaarde op te tellen bij die van de intercept (groep NC)
| BDI-discrepantiescore | GDS-discrepantiescore | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Groep | N | Parameter | SE | t | Parameter | SE | t |
| NC | 28 | 5,07 | – | – | 2,57 | – | – |
| AD− | 15 | 5,60 | 2,02 | 2,77** | 4,50 | 2,00 | 2,25* |
| AD+ | 10 | 5,33 | 2,32 | 2,29* | 2,33 | 2,30 | 1,01 |
**p ≤ 0,001; *p ≤ 0,05NC deelnemers zonder cognitieve stoornis, AD− deelnemers met alzheimerdementie zonder taalstoornis; AD+ deelnemers met alzheimerdementie plus taalstoornis, SE standaardfout; t toetsingsgrootheid en significantieniveau
De regressieanalyses in tab. 5 laten zien dat de relatieve overschatting van BDI-depressiesymptomen door informanten varieerde afhankelijk van de aanwezigheid van alzheimerdementie. Dit gold minder duidelijk voor GDS-depressiesymptomen, die enkel voor deelnemers zonder taalstoornis (AD-) een grotere overschatting lieten zien dan voor deelnemers zonder cognitieve stoornis (NC).
In hoeverre variëren richting en grootte van discrepanties tussen eigen en informantoordeel in relatie tot de eigen beoordeling van de ouderen? Dat wordt duidelijk in fig. 2 die laat zien dat overschatting van depressiesymptomen door verzorgenden het grootst was wanneer een oudere zichzelf geen of weinig depressiesymptomen toekende, en dat overschatting minder werd of zelfs omsloeg in onderschatting naarmate de oudere zichzelf meer depressiesymptomen toekende. De regressielijn in fig. 2 is berekend zonder onderscheid te maken tussen de drie groepen NC, AD- en AD+. Tab. 6 maakt dat onderscheid wel en laat overwegend negatieve regressiecoëfficiënten zien, behalve in groep AD- voor de BDI. De positieve coëfficiënt b komt deels voor rekening van overschatting (met 20, respectievelijk 30 punten) van twee ouderen met een BDI-score van 5 (zie fig. 2). Weglating van de twee datapunten uit de regressieanalyse maakte de regressiecoëfficiënt negatief (b = −0,63; SE = 1,1). In de relatief kleine groepen zijn sommige t‑waarden voor de regressiecoëfficiënten niet significant, ook al wijzen de bijbehorende correlaties tussen eigen stemmingsoordeel en discrepanties op een (gemiddeld) sterk of matig-sterk verband, zoals de correlatie van −0,51 (voor de BDI in groep AD+), respectievelijk −0,37 (voor de GDS in groep NC) [ 23 ].
Tabel 6 Lineaire regressieanalyses met discrepantiescores (informantoordeel minus eigen oordeel) als afhankelijke variabele en de eigen beoordeling op de depressievragenlijst (BDI- of GDS-somscore) als onafhankelijke variabele (predictor). De intercept is het verschil tussen informant- en eigen oordeel, negatieve coëfficiënten b laten zien dat de discrepantie kleiner wordt naarmate de zelf toegekende somscore op de depressievragenlijst toeneemt. De enige positieve coëfficiënt b (BDI, groep AD−) wijst op een overigens zwakke en niet-significante omgekeerde tendens
| BDI-somscore (gecentreerd) | ||||||
| Groep | N | intercept | b | SE | t | r (95 %-BI) |
| NC | 28 | 5,07 | −0,67 | 0,27 | −2,46* | −0,43 (−0,69; −0,07) |
| AD− | 15 | 10,67 | 0,88 | 1,19 | 0,74 | 0,20 (−0,35; 0,65) |
| AD+ | 10 | 10,40 | −0,81 | 0,48 | −1,69 | −0,51 (−0,86; 0,17) |
| GDS-somscore (gecentreerd) | ||||||
| Groep | N | intercept | b | SE | t | r (95 %-BI) |
| NC | 28 | 2,57 | −0,56 | 0,27 | −2,05 | −0,37 (−0,65; 0,001) |
| AD− | 15 | 7,07 | −2,33 | 0,59 | −3,95** | −0,74 (−0,91; −0,36) |
| AD+ | 10 | 4,90 | −0,98 | 0,37 | −2,64* | −0,68 (−0,92; −0,09) |
**p ≤ 0,01; *p ≤ 0,05NC deelnemers zonder cognitieve stoornis, AD− deelnemers met alzheimerdementie zonder taalstoornis, AD+ deelnemers met alzheimerdementie plus taalstoornis, SE de standaardfout van coëfficiënt b, t toetsingsgrootheid en significantieniveau, r is de correlatie tussen somscores en discrepantiescores, met het 95 %-betrouwbaarheidsinterval (BI)
Discrepanties tussen antwoorden van deelnemers en informanten kunnen niet worden verklaard door inherente onbetrouwbaarheid van de gebruikte stemmingsvragenlijsten. Voor deelnemers zonder cognitieve stoornis was de Spearman rangcorrelatie tussen somscores op BDI en GDS 0,66 (p < 0,001) en voor deelnemers met alzheimerdementie 0,63 (p < 0,001). Voor de vragenlijsten die verzorgenden invulden waren de correlaties tussen BDI en GDS 0,76 (p < 0,001) bij ouderen zonder cognitieve stoornis en 0,81 (p < 0,001) bij ouderen met alzheimerdementie.
Discussie
Met dit onderzoek wilden we nagaan of ouderen met alzheimerdementie en een eventuele taalstoornis in staat zijn vragen over hun stemming adequaat te beantwoorden, aangezien zij moeilijkheden kunnen ondervinden in het begrijpen en beantwoorden van dergelijke vragen. Ook wilden we onderzoeken of de antwoorden van de eerstverantwoordelijke verzorgenden als informanten voldoende validiteit hadden voor inzicht in de stemming van een oudere deelnemer wanneer deze een stemmingsvragenlijst niet zelf zou kunnen invullen of beantwoorden.
Somscores op de twee stemmingsvragenlijsten (BDI en GDS) lieten geen belangrijke verschillen zien tussen oudere deelnemers zonder cognitieve stoornis (NC) en oudere deelnemers met alzheimerdementie (AD-), al dan niet gecompliceerd door een taalstoornis (AD+). Alzheimerdementie was niet geassocieerd met een systematische vertekening van somscores in positieve of negatieve richting. Wanneer we oudere deelnemers met alzheimerdementie zonder taalstoornis vergeleken met oudere deelnemers met alzheimerdementie plus een taalstoornis, was de hypothese van geringe verschillen in stemmingsscores even waarschijnlijk als de hypothese van een hogere score (‘depressiever’) voor oudere deelnemers met een taalstoornis.
In dit onderzoek gaven BDI en GDS, gelet op correlaties tussen de somscores, een overeenkomstige indruk van de stemming van de oudere deelnemers. De resultaten van dit en ander onderzoek laten zien dat BDI en GDS beide bruikbaar zijn voor onderzoek van de stemming van ouderen met alzheimerdementie [ 2 , 24 , 25 ]. Hoewel de BDI in de Nederlandse ouderenpsychiatrie en psychogeriatrie minder vaak wordt toegepast dan de GDS [ 9 ], achten we bredere toepassing van de BDI mogelijk, mits afgenomen op de aangepaste manier zoals in dit onderzoek. Een taalstoornis bij de oudere met alzheimerdementie hoeft, zoals dit onderzoek laat zien, geen belemmering te zijn. Wel geldt hier het voorbehoud dat het onderzoek geen deelnemers insloot met een MMSE-score lager dan 15, indicatief voor ernstige cognitieve beperkingen.
Volgens onze bevindingen was de overeenstemming tussen zelfbeoordeling en informantoordeel zeer gering. De scores op de stemmingsvragenlijsten die informanten invulden, waren meestal hoger en soms lager dan de scores van de oudere deelnemers zelf. Van ouderen zonder cognitieve stoornis mogen we aannemen dat zij zelf als de meest betrouwbare beoordelaars van hun stemming beschouwd kunnen worden. Toch weken de beoordelingen van verzorgenden als informanten bij ouderen zonder cognitieve stoornis al aanzienlijk af van het eigen oordeel over de stemming. Dit verschilt van de bevindingen van Leontjevas et al. (2016) die bij ouderen zonder cognitieve stoornis wel een hoge mate van overeenstemming vonden tussen zelfbeoordeling en informantoordeel waar het een beoordeling van levenskwaliteit betrof [ 8 ].
Niet alleen bij ouderen zonder cognitieve stoornis maar ook bij ouderen met alzheimerdementie vonden we grote verschillen tussen het eigen en het informantoordeel. Dit is in overeenstemming met de uitkomsten van eerder onderzoek met de GDS, waarin informanten de betrokkenen, onder wie ouderen zonder cognitieve stoornis, als ‘depressiever’ zagen dan de betrokkenen zelf [ 26 – 29 ].
Discrepanties tussen de eigen beoordeling en die door informanten varieerden in richting en grootte afhankelijk van de depressiescores die ouderen zichzelf toekenden en afhankelijk van de aanwezigheid van alzheimerdementie. Ouderen die zichzelf niet of nauwelijks als depressief beoordeelden, werden door hun verzorgenden juist wel gezien als ‘depressief’. Omgekeerd, werd de oudere die zichzelf juist meer stemmingsklachten toekende, door verzorgenden als minder depressief gezien. In de discrepanties tussen eigen oordeel en dat van informanten doet zich dus het verschijnsel van ‘versterking’, respectievelijk ‘matiging’ voor. Dit komt overeen met de resultaten van ander onderzoek, naar de beoordeling van kwaliteit van leven, door bewoners van verpleeghuizen en hun verzorgenden [ 8 ]. De overeenkomst wint nog aan betekenis omdat zij zowel blijkt op te gaan wanneer een positief geformuleerd construct: ‘kwaliteit van leven’ onderwerp van onderzoek is [ 8 ], als bij een negatief geformuleerd construct: ‘depressie’, zoals in dit onderzoek. Het is kennelijk van belang om bij gebruik van informantbeoordeling rekening te houden met vertekening van het informantoordeel in twee mogelijke richtingen: overschatting en onderschatting van depressie of de tegenhanger ‘kwaliteit van leven’.
Beperkingen
Dit onderzoek heeft een aantal beperkingen. Het aantal deelnemers was klein en daardoor was de power van statistische toetsing van eventuele groepsverschillen laag. Voor een deel hebben we deze beperking kunnen ondervangen door via Bayesiaanse modelanalyse de differentiële kansen te berekenen op een middelgroot verschil in gemiddelde stemmingsscores tussen de drie groepen deelnemers.
Kritiek is mogelijk op gebruik van de originele 30-itemversie van de GDS. Bepaalde items lijken minder geschikt voor gebruik bij bewoners van een zorginstelling, zoals de items: ‘Bent u met veel activiteiten en interesses opgehouden?’, ‘Blijft u liever thuis dan uit te gaan en nieuwe dingen te doen?’, of ‘Voelt u zich energiek’. Sommige auteurs hebben daarom versies van de GDS onderzocht waarin dergelijke items zijn weggelaten [ 30 , 31 ]. We hebben in dit exploratieve onderzoek de oorspronkelijke 30-itemversie van de GDS toegepast om een zo groot mogelijk domein van stemmingsitems aan bod te laten komen. Overigens ontdekten we pas bij het schrijven van dit artikel dat de formulering van item 10 (‘Voelt u zich vaak hopeloos?’) op grote schaal en ook in de hier gebruikte vertaling van de GDS afwijkt van de Amerikaanse versie (‘Do you often feel helpless?’) [ 32 ]. Zie ook de website https://www.nkop.nl/praktijk/meetinstrumenten; laatst geraadpleegd op 3 september 2017. De correcte vertaling voor item 10 van de GDS is de formulering ‘Voelt u zich vaak hulpeloos?’ en wij adviseren dan ook deze vertaling te gebruiken.
In dit onderzoek lieten we zelfbeoordelingsvragenlijsten invullen door informanten. Deze aanpak levert een innerlijke tegenstrijdigheid op. Immers zelfbeoordeling kan per definitie niet door een ander worden gedaan. Onderwerp van zelfbeoordeling zijn de eigen, hoogstpersoonlijke gevoelens en cognities, een ander kan op zijn best observeren, luisteren en misschien meevoelen. Dit maakt dat er bij elke vergelijking van eigen en andermans oordeel verschillen te verwachten zijn. Niettemin is de GDS, ingevuld door mantelzorgers, vaker gebruikt als proxymaat voor onderzoek naar depressie, zowel bij ouderen met dementie in zorginstellingen als bij ouderen zonder cognitieve stoornis, die verwezen waren naar een universitaire geriatrische polikliniek [ 26 , 28 , 29 ]. Tevens bestaat er een versie van de GDS die in te vullen is door informanten, waarbij enkel het persoonlijk voornaamwoord is gewijzigd ten opzichte van de zelfinvulversie (‘zij/hij’ in plaats van ‘u’; https://web.stanford.edu/~yesavage/GDS.html; laatst geraadpleegd op 3 september 2017). Gelet op de verder identieke inhoud hebben wij de zelfinvulversie gebruikt voor invulling door informanten.
Een extern, onafhankelijk criterium voor depressie, gebaseerd op de criteria van Olin et al., ontbrak [ 4 , 28 , 33 ]. Dit onderzoek laat daarom geen uitspraken toe over het vermogen van de gebruikte stemmingsvragenlijsten om ouderen met een depressie te onderscheiden van ouderen met een normale stemming, noch over de vraag hoe het onderscheidend vermogen van een stemmingsvragenlijst verschilt voor ouderen zonder cognitieve stoornis en ouderen met een alzheimerdementie, al dan niet gecompliceerd door een taalstoornis. Overigens is een onafhankelijk criterium of ‘gouden standaard’ voor depressie buiten de context van de geestelijke gezondheidszorg niet gemakkelijk te verkrijgen. Niet iedereen is belastbaar met een uitgebreid diagnostisch interview. Bovendien heeft een diagnostisch interview over depressie veel gemeen met de inhoud van gestandaardiseerde stemmingsvragenlijsten. We hoopten een ‘gouden standaard’ te vinden in een voldoende sterke overeenstemming in scores op de stemmingsvragenlijsten tussen oudere deelnemers zonder cognitieve stoornis en hun informanten (verzorgenden). Immers, voldoende overeenstemming bij deelnemers zonder cognitieve stoornis zou een argument kunnen zijn voor gebruik van een informantoordeel voor inzicht in de stemming van ouderen met een cognitieve stoornis. Dat neemt niet weg dat zelfs voldoende overeenstemming tussen informantoordeel en eigen oordeel van ouderen zonder cognitieve stoornis niet vanzelf betekent dat een informantoordeel voor ouderen met alzheimerdementie dan ook even betrouwbaar zou zijn. Daarvoor is nader onderzoek nodig, zoals ons onderzoek laat zien.
Geen van de oudere deelnemers behaalde op BDI of GDS een somscore die wees op aanwezigheid van depressie. Dit lijkt niet in overeenstemming te zijn met eerder onderzoek naar depressie bij alzheimerdementie [ 3 ]. Mogelijk wilden ouderen die kampten met een depressie, niet participeren in het onderzoek. Een andere verklaring is dat ouderen met alzheimerdementie hun klachten misschien onderschatten, miskennen of vergeten [ 33 , 34 ].
In dit onderzoek is de vraag (in de BDI) naar interesse in seks niet gesteld omdat we bij de voorbereiding van dit onderzoek dachten dat het item ongepast confronterend of irrelevant zou zijn voor de oudere deelnemers, of lastig te beantwoorden door verzorgenden als informanten. Gelet op wat er bekend is over seksualiteit en behoefte aan intimiteit op hoge leeftijd, is er echter geen goede reden om niet te informeren naar ‘verlies van belangstelling voor seks’ [ 35 ].
Vervolgonderzoek
Voor verder onderzoek bevelen we aan om meer deelnemers te includeren met evidente stemmingsklachten of andere aanwijzingen voor een stemmingsstoornis. Extra inspanningen om een onafhankelijk criterium te vinden voor depressie bij alzheimerdementie zijn belangrijk om uitspraken te kunnen doen over het onderscheidend vermogen van de gebruikte vragenlijsten, gedifferentieerd naar de ernst van de cognitieve stoornis en de ernst van een eventuele taalstoornis [ 2 , 4 ]. Er is nauwelijks valideringsonderzoek naar het onderscheidend vermogen van de BDI voor depressie bij bewoners van zorginstellingen. Ook dit zou onderwerp van nader onderzoek kunnen zijn.
In dit onderzoek is aan de informanten gevraagd zich ‘in te leven in de stemming van de bewoner’. Dit is het zogenoemde proxy-patiëntperspectief zoals toegepast in het eerder besproken onderzoek van Leontjevas et al. [ 8 ]. Naast het proxy-patiëntperspectief werd daar het proxy-proxyperspectief onderscheiden, ofwel het waarderingssysteem van de verzorgende zelf. In ons onderzoek kozen we voor het proxy-patiëntperspectief in de verwachting dat een informant vanuit deze invalshoek zo veel mogelijk tot eenzelfde beoordeling van de stemming zou komen als de oudere zelf. Men kan zich echter afvragen of ‘inleven in de bewoner’ een andere uitkomst zou opleveren dan wanneer gevraagd zou zijn de oudere deelnemer te observeren. In een vervolgonderzoek naar de inzet van informanten bij het beoordelen van de stemming van een oudere, zou het gebruik van een observatie-instrument naast een reguliere vragenlijst gewenst zijn. Een voorbeeld hiervan is de Cornell-schaal [ 36 ]. Ook scholing van informanten in het signaleren van een sombere stemming bij ouderen met alzheimerdementie kan bijdragen aan betere diagnostiek en behandeling van depressie bij ouderen met alzheimerdementie.
Conclusie
Bij ouderen met alzheimerdementie is depressie een veel voorkomende stoornis. Om een depressie te kunnen diagnosticeren worden er vaak stemmingsvragenlijsten in interviewvorm afgenomen. Bij alzheimerdementie kan een stoornis van taalexpressie of taalbegrip (afasie) de beantwoording van de vragen bemoeilijken. Dit onderzoek laat zien dat de antwoorden op de BDI en GDS van ouderen met alzheimerdementie, al dan niet gecompliceerd door een taalstoornis, niet wezenlijk verschilden van de antwoorden van de ouderen zonder cognitieve stoornis, waardoor ze van waarde zijn bij het beoordelen van hun stmming. Daarnaast wordt bij onderzoek naar depressie bij ouderen met alzheimerdementie nogal eens afgegaan op het oordeel van informanten. Eerstverantwoordelijke verzorgenden als informanten blijken in het hier beschreven onderzoek echter in veel gevallen heel anders te oordelen over het gevoelsleven van oudere bewoners met alzheimerdementie dan deze bewoners zelf. Zij overschatten depressiesymptomen bij bewoners die zelf geen of weinig symptomen aangaven, of kenden juist lagere depressiesymptomen toe aan bewoners die zelf relatief veel symptomen aangaven. Zelfbeoordeling van depressieklachten via een stemmingsvragenlijst is anders dan observatie van gedrag door een ander, ook al berust zo’n observatie op dezelfde items. Desondanks worden stemmingsvragenlijsten wel vaker gebruikt om ingevuld te worden door informanten. Gezien de geringe overeenstemming tussen het oordeel van ouderen en van hun verzorgenden als informanten, pleiten wij er dan ook voor om bij de oudere met alzheimerdementie zelf een stemmingsonderzoek af te nemen en dit mee te laten wegen in de diagnostiek van de stemming. Dit ongeacht de aan- of afwezigheid van een taalstoornis.
Dankbetuiging
De auteurs danken drs. Marion Klaver voor haar constructieve kritiek bij eerdere versies van dit artikel. De eerste auteur (MYG) draagt dit werk in dierbare herinnering op aan haar grootmoeder Johanna Elizabeth Molen-Libert.