De methoden en resultaten worden gepresenteerd in een gecombineerde sectie om de doorstroming te verbeteren en de lezer te helpen bij het begrijpen van de statistische concepten.
Methoden overzicht
Deelnemers werden bemonsterd uit een grotere longitudinaal onderzoek naar de uitkomsten van hoofdletsel36. Ze werden gerekruteerd uit opeenvolgende intramurale TBI-opnames in Epworth HealthCare, een ziekenhuis in Victoria, Australië dat uitgebreide intramurale en poliklinische revalidatie biedt voor 30-50% van alle hoofdletsels in de staat. De behandeling wordt verleend by way of een schadeloosstellingsregeling voor ongevallen zonder schuld die toegankelijk is ongeacht de sociaaleconomische standing. Als gevolg hiervan worden TBI’s in dit cohort voornamelijk opgelopen bij botsingen met motorvoertuigen. Patiënten met TBI die bij Epworth HealthCare werden behandeld, werden op de intramurale afdeling benaderd om deel te nemen aan vervolgonderzoeksinterviews, en schriftelijke geïnformeerde toestemming werd verkregen van deelnemers of voogden. Goedkeuring werd verkregen van de ethische commissies van Monash College en Epworth HealthCare. Alle methoden werden uitgevoerd in overeenstemming met de relevante richtlijnen en voorschriften.
Dit onderzoek analyseerde gegevens van patiënten die deelnamen aan het longitudinale onderzoek tussen 1998 en 2019. Een subgroep van patiënten die tussen 2005 en 2016 waren opgenomen, stemde er ook mee in om deel te nemen aan een kleinere post-TBI prospectieve studie naar psychiatrische stoornissen door middel van een klinisch interview2,37. Het huidige onderzoek richtte zich in beide onderzoeken op gegevens die een jaar na het letsel waren verkregen. We hebben dit tijdstip geselecteerd omdat: (1) dit tijdstip de meeste gegevens opleverde; (2) eerder onderzoek geeft aan dat deze fase van TBI-herstel gepaard gaat met een bijzonder hoge kwetsbaarheid voor angst en depressie37,38. Alle deelnemers vulden op dit tijdstip de HADS in, die werd gebruikt om Hypothesen 1 en 2 aan de orde te stellen. De subgroep die deelnam aan het prospectieve psychiatrische onderzoek voltooide ook het Gestructureerde Klinische Interview voor DSM-IV As I-stoornissen, Onderzoeksversie (verwezen naar hierna eenvoudigweg ‘de SCID’ genoemd) gelijktijdig met de HADS, die werd gebruikt om hypothese 3 aan te pakken. De SCID en HADS werden telefonisch afgenomen voor de subgroep van deelnemers aan het psychiatrische onderzoek. Onderzoeksinterviews voor de relaxation van de steekproef werden meestal ook telefonisch gehouden, maar de HADS werd opgestuurd als de deelnemers daar de voorkeur aan gaven.
Deelnemers
Deelnemers aan dit onderzoek hadden een matig-ernstig TBI opgelopen zoals gedefinieerd door het Mayo-classificatiesysteem39, gekenmerkt door ten minste een van de volgende: slechtste rating van ≤ 12 op de Glasgow Coma Scale40 in de eerste 24 uur na het letsel; ≥ 1 dag posttraumatische amnesie (PTA), prospectief gemeten met behulp van de Westmead PTA Scale41; en intracraniale afwijking gedetecteerd op computertomografie (CT) scan. Andere inclusiecriteria waren 16 jaar of ouder ten tijde van het letsel en voldoende cognitief en Engels vermogen om deel te nemen, zoals bepaald door een arts. Deelnemers met milde TBI, penetrerend hoofdletsel of pre- of post-traumadiagnose van een andere ernstige neurologische aandoening (bijv. Beroerte, hersentumor, neurodegeneratieve ziekte) werden uitgesloten. Deelnemers werden echter niet uitgesloten op foundation van meerdere TBI’s of psychiatrische, gedrags- of leerproblemen.
We hebben een dataset geëxtraheerd van 951 personen, opgenomen in Epworth HealthCare tussen 1998 en 2019. Na uitsluitingen vanwege onvolledige HADS-gegevens of niet-geschiktheid, bestond de uiteindelijke steekproefomvang uit 874 deelnemers, waaronder 189 die ook de SCID in de prospectieve psychiatrische studie voltooiden. Zoals weergegeven in tabel 1, waren de deelnemers meestal mannen van middelbare leeftijd met een middelbare schoolopleiding, en de meerderheid van de TBI’s werd opgelopen bij aanrijdingen met auto’s of motorfietsen. Gedetailleerde gegevens over etniciteit zijn niet beschikbaar, maar het totale cohort waaruit de steekproef is getrokken, is voor meer dan 90% clean en 9,64% van de deelnemers had een niet-Engelssprekende achtergrond. De deelsteekproef die de SCID voltooide, verschilde niet vital van de relaxation van de steekproef wat betreft demografische of letselgerelateerde kenmerken behalve leeftijd (p = 0,03), waarbij de deelsteekproef ongeveer 2 jaar jonger was. Dit leeftijdsverschil was echter verwaarloosbaar groot (Cohen’s d = 0,18) en er waren geen significante associaties tussen leeftijd en HADS-scores (totale rating: p = 0,87; subschaal angst: p = 0,11; subschaal depressie: p = 0,19).
Tabel 1 Demografische, pre-blessure- en letselkenmerken van de steekproef. Tafel op ware grootte
Maatregelen
Alle 874 deelnemers vulden de HADS15 in, een zelfrapportagemeting van angst- en depressiesymptomen die de afgelopen week werden ervaren. De HADS is ontworpen voor ziekenhuisomgevingen en is geconstrueerd om de opname van symptomen van angst en depressie die overlappen met directe fysiologische gevolgen van medische aandoeningen zoals TBI (bijv. Slaapstoornissen, concentratieproblemen) tot een minimal te beperken. De HADS bestaat uit zeven gadgets die een angstsubschaal vormen en nog eens zeven gadgets die symptomen van depressie behandelen. Elk merchandise wordt beoordeeld van 0 tot 3 met variabeleantwoordlabels (scorebereik subschaal = 0–21; totaalscorebereik = 0–42). Sommige gadgets worden omgekeerd gescoord en de antwoorden worden opgeteld, waarbij hogere scores wijzen op grotere angst- en depressiesymptomen. Subschaalscores ≥ 8 worden als klinisch vital beschouwd. Beschrijvende statistieken voor de HADS worden gepresenteerd in tabel 2. Grote delen van de deelnemers rapporteerden klinisch significante angst (40,50%) en depressiesymptomen (33,64%). Meer deelnemers scoorden binnen het klinisch significante bereik op beide HADS-subschalen (26,43%) dan alleen de angst- (14,07%) of depressie-subschaal (7,21%). De scores op de HADS-subschaal waren sterk positief gecorreleerd, r(872) = 0,71, p < 0,001. Tabel 2 Beschrijvende statistieken voor HADS (n = 874). Tafel op ware grootte Sommige deelnemers (n = 189) voltooiden ook de SCID42, een semi-gestructureerd klinisch interview waarin de DSM-IV-criteria voor As I-psychopathologie werden beoordeeld, waaronder depressieve, angst- en aanpassingsstoornissen. De SCID is veelvuldig gebruikt na matig tot ernstig TBI, waarbij een hoge interbeoordelaarsbetrouwbaarheid (κ ≥ 0,80) werd bereikt37,38. Onze SCID-procedures worden elders beschreven2. Kort gezegd werd de SCID één jaar na TBI toegediend om de aanwezigheid van DSM-IV As I-stoornissen tussen 6 en 12 maanden na het letsel te beoordelen. De SCID werd afgenomen door clinicus-onderzoekers met een gespecialiseerde opleiding in het interviewschema en een doctoraatsopleiding in klinische neuropsychologie. Waar mogelijk is de SCID tevens bevestigd door een door de deelnemer met TBI aangewezen informant. Er werd een consensusdiagnosebenadering gebruikt waarbij de onderzoekers hun diagnostische indrukken deelden op foundation van alle beschikbare informatie, inclusief het zelfrapport van het individu, het rapport van de informant (indien beschikbaar) en informatie uit medische dossiers. Naast metingen van emotioneel leed, werd de mate van invaliditeit ervaren na TBI gekarakteriseerd met behulp van de Glasgow End result Scale—Prolonged (GOSE), een semi-gestructureerd interview met hoge interbeoordelaarsbetrouwbaarheid (κ = 0,85)43. De onderzoeker beoordeelt de verstoring van beroeps-, sociale en vrijetijdsactiviteiten na het letsel, met scores van 7–8 voor 'goed herstel' (bijv. ' (bijvoorbeeld een handicap hebben maar in staat zijn om voor zichzelf te zorgen), en 3-4 voor 'ernstige handicap' (bijvoorbeeld afhankelijk van dagelijkse ondersteuning. Van de 874 deelnemers voltooiden 752 de GOSE. Ongeveer een derde (34,57% ) was een jaar na hun TBI goed hersteld, terwijl tweederde een aanhoudende matige (50,66%) of ernstige invaliditeit (14,76%) had. Gegevens analyse R-software, versie 4.1.044, werd gebruikt. Om de latente variabele structuur van de HADS te evalueren, werden twee bevestigende factormodellen geschat met behulp van het R-pakket laavan45: een symmetrisch bifactormodel en een eendimensionaal mannequin. In het bifactormodel laadden alle HADS-items op een algemene issue en een van de twee specifieke factoren die de traditionele subschalen angst en depressie vertegenwoordigen. Factoren werden orthogonaal ingesteld. In het eendimensionale mannequin laadden alle HADS-items alleen op een algemene issue. We presenteren de resultaten die zijn verkregen met behulp van de robuuste Most Probability Estimator (MLR), die correcties biedt voor standaardfouten en teststatistieken. Hoewel de WLSMV-schatter (gewogen minst gemiddelde en variantie-aangepast) werd overwogen vanwege de ordinale responsschaal van de HADS, resulteerde dit in een negatief geschatte variantie (een onwaarschijnlijke waarde) in een van de factormodellen, wat twijfel deed rijzen over de WLSMV-schattingsmethode . De MLR- en WLSMV-schatters leverden vergelijkbare resultaten op buiten dit ene mannequin. In tegenstelling tot eerdere factoranalytische research, hebben we in deze studie geen rekening gehouden met traditionele modelfit-indices voor het bifactormodel. Deze indices zijn bevooroordeeld ten gunste van bifactormodellen vanwege hun relatief grote aantal parameters en de daaruit voortvloeiende flexibiliteit om ruis te overfitten46,47,48,49,50. In plaats daarvan gebruikten we bifactor statistische indices (bijv. omega-hiërarchische coëfficiënten), met behulp van het R-pakket BifactorIndicesCalculator51, als een robuust alternatief om de latente variabelestructuur van de HADS30,34 te evalueren. Er werden echter traditionele modelfit-indices overwogen voor het unidimensionale mannequin om de mate van unidimensionaliteit van de HADS verder te beoordelen. We gebruikten de root imply squared error of approximation (RMSEA) om de absolute eendimensionale match van het eendimensionale mannequin te kwantificeren (waarden <0,06 geven een nauwe fit aan), en voor incrementele fit, de Comparative Fit en Tucker-Lewis Indices (respectievelijk CFI en TFI; waarden > 0,95 duiden op een goede pasvorm)52. Simulatiestudies geven aan dat deze fit-cut-offs echte eendimensionale modellen zelden verkeerd classificeren als onjuist53. Om de samenhang en betekenis van factoren in zowel het bifactor- als het unidimensionale mannequin te beoordelen, hebben we ook gekeken naar de richting van de factorladingen (naar verwachting allemaal positief) en hun opvallendheid (absolute λ ≥ 0,32 wordt als voldoende beschouwd)54: absolute λ ≥ 0,71 = ‘uitstekend’, λ ≥ 0,63 = ‘zeer goed’, λ ≥ 0,55 = ‘goed’, λ ≥ 0,45 = ‘redelijk’, λ ≥ 0,32 = ‘slecht’, λ ≤ 0,32 = ‘zeer laag’ en onvoldoende.
Hypothese 1: testen van de dominantie van een algemene distressfactor
Figuur 2A presenteert het bevestigende symmetrische bifactormodel van de HADS. Alle gadgets hadden een sterkere lading op de algemene issue (beoordeeld als ‘goed’ tot ‘uitstekend’) dan op hun specifieke issue (beoordeeld als ‘zeer slecht’ tot ‘goed’), wat inhoudt dat ze betere indicatoren waren van algemeen leed dan specifieke angst of angst. depressie. Van de 14 specifieke factorladingen werden er slechts 6 als adequaat beschouwd (absoluut λ ≥ 0,32). Bovendien laadden twee gadgets op de subschaal angst (gadgets 7 “ontspannen” en 11 “rusteloos”) niet vital op de specifieke angstfactor (p ≥ 0,05). Deze resultaten suggereren dat, wanneer een algemene distress-factor wordt meegerekend, de samenhang en betekenis van de specifieke HADS-angst- en depressiefactoren twijfelachtig zijn.
Figuur 2 Paddiagram van de bevestigende symmetrische bifactor (A) en unidimensionale modellen (B) van de HADS (n = 874). Factorladingen die als ten minste adequaat worden beschouwd (absoluut λ ≥ 0,32) worden vet weergegeven. Significante factorladingen worden aangegeven met een sterretje. Alle factorladingen waren vital (allemaal ps ≤ 0,001), behalve de ladingen van gadgets 7 en 11 op de specifieke angstfactor (ps > 0,05). ANX angst subschaal merchandise, DEP depressie subschaal merchandise. Afbeelding op volledige grootte
We berekenden bifactor statistische indices, met title omega hiërarchische betrouwbaarheidscoëfficiënten, om de dominantie van de HADS algemene stressfactor formeel te kwantificeren. Omega hiërarchisch (omegaH) verwijst naar het aandeel van de systematische variantie in de HADS-totaalscores die worden vastgelegd door de algemene issue. Omega hiërarchische subschaal (omegaHS) meet de proportie van systematische variantie in HADS angst- of depressiesubschaalscores die uniek zijn toe te schrijven aan de overeenkomstige specifieke issue, na partiële uitsplitsing van de variantie als gevolg van de algemene issue. OmegaH- en omegaHS-waarden < 0,50 worden beschouwd als indicatief voor onvoldoende betrouwbaarheid voor interpretatie van de issue (respectievelijk algemeen of specifiek)55,56. Een dominante algemene issue wordt aangegeven door omegaH ≥ 0,80 en relatief kleine omegaHS-waarden (< 0,50). We verkregen een omegaH-waarde van 0,84, wat aangeeft dat 84% van de systematische variantie in HADS-totaalscores werd vastgelegd door de algemene factor. Na partiële uitsplitsing van de variantie vanwege de algemene factor, waren de angst- en depressiefactoren verantwoordelijk voor slechts 12% en 20% van de resterende variantie in respectievelijk de angst- en depressiesubschaalscores (omegaHS Angst = 0,12; omegaHS Depressie = 0,20). Deze resultaten suggereerden de aanwezigheid van een dominante algemene stressfactor die ten grondslag ligt aan de HADS-gegevensstructuur, met een lage betrouwbaarheid van de specifieke factoren die verder gaan dan de algemene factor. Hypothese 2: testen van de eendimensionaliteit van de HADS Gegeven een dominante algemene distress-factor, probeerden we vervolgens vast te stellen of de HADS "eendimensionaal genoeg" was bij personen met TBI om het gebruik van de totale score in plaats van de subschaalscores te rechtvaardigen. Dit werd bereikt door aanvullende statistische bifactor-indices te berekenen. Verklaarde gemeenschappelijke variantie (ECV) berekent het deel van de variantie dat gemeenschappelijk is voor de HADS-itemset dat specifiek is voor de algemene factor. Percentage niet-verontreinigde correlaties (PUC) meet het aandeel van correlaties tussen items van verschillende HADS-subschalen en dus die "niet verontreinigd zijn door multidimensionaliteit", en weerspiegelt alleen de variantie van de algemene factor. ECV en PUC van ≥ 0,70 zouden erop wijzen dat de HADS "in wezen eendimensionaal" is, waarbij de specifieke factoren alleen ruis in de gegevens vertegenwoordigen in plaats van betekenisvolle subschalen30. We berekenden ook de ECV voor elke specifieke factor (S-ECV) om de uniciteit ervan te kwantificeren (idealiter S-ECV ≥ 0,70 voor een unieke specifieke factor) en de value-added ratio (VAR) voor elke HADS-subschaal, om te bepalen of de waargenomen subschaal scores (inclusief meetfout) zorgden voor meer variantie in de werkelijke subschaalscores (zonder meetfout) dan de waargenomen totaalscore (VAR > 1,1 vereist voor toegevoegde waarde van subschalen)57,58. De VAR-waarden zijn berekend met behulp van de Haberman-methode59 by way of de subscore van het R-pakket60. In het geval van niet-betekenisvolle specifieke factoren, zouden we minimale vertekening verwachten bij het aanpassen van een eendimensionaal mannequin aan de HADS – dat wil zeggen, de modelparameterschattingen zouden weinig moeten veranderen bij het verwijderen van de specifieke factoren van angst en depressie. Dit kan worden gekwantificeerd by way of de gemiddelde relatieve parameterbias (ARPB), het gemiddelde verschil in itemladingen op de algemene issue tussen de bifactor- en unidimensionale modellen (< 10% verschil is ideaal voor unidimensionaliteit)61. Uit onze analyse bleek dat 78% van de gemeenschappelijke variantie van de HADS-itemset toe te schrijven was aan de algemene distress-factor (ECV = 0,78; ≥ 0,70 ideaal voor unidimensionaliteit). De weinig overgebleven gemeenschappelijke variantie werd verdeeld over de particular angst (S-ECV Angst = 0,11) en depressiefactoren (S-ECV Depressie = 0,12). De subschaalscores angst en depressie voegden geen waarde toe boven de totaalscore (VAR Angst = 1,05 en VAR Depressie = 1,03). Het aanpassen van een eendimensionaal mannequin aan de HADS (zie figuur 2B) resulteerde in een verandering van slechts 7% in de ladingen op de algemene consider vergelijking met het bifactormodel met de specifieke angst- en depressiefactoren (ARBP = 0,07; < 0,10 ideaal voor unidimensionaliteit) . De ladingen in het eendimensionale mannequin waren allemaal positief en beoordeeld als 'goed' tot 'uitstekend' in sterkte, wat wijst op een samenhangende en betekenisvolle algemene issue. Echter, slechts 54% van de correlaties tussen HADS-items weerspiegelde variantie op de algemene issue (PUC = 0,54; ≥ 0,70 ideaal voor unidimensionaliteit), waarbij 46% van de item-intercorrelaties "verontreinigd door multidimensionaliteit" was. Bovendien was de absolute match van het unidimensionale mannequin slecht (robuuste RMSEA = 0,11; < 0,06 ideaal), evenals de incrementele fit (robuuste CFI = 0,87; robuuste TLI = 0,84; > 0,95 ideaal).
Deze resultaten suggereerden dat de antwoorden op de HADS-items niet nauw overeenkwamen met een eendimensionaal mannequin (zoals aangegeven door een PUC < 0,70 en een slechte eendimensionale modelpassing), maar verder werden bronnen van multidimensionaliteit in de gegevens niet adequaat weergegeven door de traditionele subschalen voor angst en depressie. (zoals aangegeven door lage S-ECV- en VAR-waarden). Daarom hebben we het bifactormodel op itemniveau geanalyseerd om meer inzicht te krijgen (zie aanvullende tabel S1 voor volledige statistieken). We berekenden de ECV en relatieve parameterbias voor elk afzonderlijk merchandise (respectievelijk I-ECV en RPB) om hun bijdrage aan multidimensionaliteit in de gegevensstructuur te beoordelen. Hoewel er geen vastgestelde grenswaarden zijn, identificeerden we alle gadgets die zowel I-ECV < 0,85 als RBP ≥ 0,10 hadden als een betekenisvolle associatie met hun specifieke factor61,62,63. Dit zou betekenen dat meer dan 15% van de variantie op itemniveau toe te schrijven is aan de specifieke issue en dat de lading van het merchandise op de algemene issue met minstens 10% zou veranderen als de specifieke issue uit het mannequin zou worden verwijderd. Slechts twee HADS-items bleken zinvol geassocieerd te zijn met hun specifieke issue, en ze behoorden tot de traditionele subschaal depressie: merchandise 2 "geniet van dingen die ik vroeger deed" en 12 "kijk vooruit". Hoewel deze gadgets de sterkste ladingen hadden op de specifieke depressiefactor (respectievelijk λ = 0,42 en 0,56), waren ze toch sterkere indicatoren van algemeen leed (beide λ = 0,64). De inhoud van deze gadgets suggereert dat ze symptomen van anhedonie kunnen weerspiegelen, maar dat ze ook kunnen worden beïnvloed door de directe gevolgen van TBI of de ervaring van invaliditeit. Gevoeligheidsanalyses We hebben drie sensitiviteitsanalyses uitgevoerd om de invloed van de mate van handicap ervaren door deelnemers, niet-Engels sprekende achtergrond en tijd na het letsel op de resultaten van de bifactoranalyse te onderzoeken. Eerst herhaalden we de factoranalyses afzonderlijk met deelnemers die een jaar na het letsel goed hersteld waren (GOSE-score = 7 of 8) en degenen met aanhoudende matige of ernstige handicap (GOSE-score = 3-6). Dit werd gedaan om te onderzoeken of de latente variabele structuur van de HADS werd beïnvloed door TBI-symptomen of de ervaring van invaliditeit. Ten tweede hebben we de factormodellen opnieuw geschat met alleen moedertaalsprekers van het Engels, aangezien de HADS een verbaal gemedieerde maatstaf is. Ten derde zijn er aanwijzingen dat angst en depressie na TBI verschillende trajecten volgen, waarbij de laatste hardnekkiger is37. Daarom onderzochten we de latente variabele structuur van de HADS in een meer chronische periode na TBI door de analyse vijf jaar na het letsel te herhalen. Deze analyse was gebaseerd op deelnemers uit de eenjarige dataset die op het second van gegevensextractie ook op alle gadgets van de HADS hadden gereageerd tijdens het vijf jaar durende onderzoeksinterview na het letsel. De resultaten van deze gevoeligheidsanalyses, gepresenteerd in tabel 3, suggereerden dat de mate van invaliditeit die de deelnemers ervoeren, de niet-Engels sprekende achtergrond en de tijd na het letsel geen significante invloed hadden op de latente variabele structuur van de HADS, zoals blijkt uit de zeer vergelijkbare bifactor-statistische indices op model- en factorniveau. Tabel 3 Resultaten gevoeligheidsanalyses. Tafel op ware grootte Hypothese 3: onderzoek naar relaties tussen HADS-scores en formele psychiatrische diagnoses Om te verduidelijken of de resultaten van de bifactoranalyse te wijten waren aan de psychometrische eigenschappen van de HADS of in plaats daarvan hoge percentages psychiatrische comorbiditeit in onze steekproef van personen met TBI, voerden we secundaire analyses uit in een substeekproef van 184 deelnemers die ook de SCID voltooiden. Aangezien individuen met TBI vaak comorbide angst- en depressieve stoornissen hebben1,3, kunnen scores op de HADS-subschalen voor angst en depressie sterk gecorreleerd zijn in deze populatie, zelfs als ze discrete constructen meten5,15. Dit zou de bifactor statistische indices kunnen overdrijven ten gunste van de algemene issue. wij onderzoekenverbanden tussen HADS-scores en SCID-gediagnosticeerde DSM-IV-angst- en depressieve stoornissen, en vergeleken personen die door een getrainde clinicus-onderzoeker by way of gestructureerd interview waren gediagnosticeerd om alleen angst of depressie te ervaren. Hierdoor konden we de invloed van psychiatrische comorbiditeit in onze psychometrische evaluatie van de HADS minimaliseren. We hebben drie analyses van covariantie (ANOVA's; zie aanvullende tabellen S2-S5 voor volledige statistieken) uitgevoerd om HADS-scores tussen vier groepen deelnemers te vergelijken: (1) 108 deelnemers (58,70%) bij wie geen DSM-IV As I-stoornis was vastgesteld ('GEEN DX'-groep); (2) 19 deelnemers (10,33%) gediagnosticeerd met een of meer angststoornissen maar geen depressieve stoornis ('ANX ONLY'-groep); (3) 23 deelnemers (23,50%) gediagnosticeerd met een depressieve stoornis maar geen angststoornis ('DEP ONLY'-groep); en (4) 34 deelnemers (18,48%) gediagnosticeerd met zowel een of meer angststoornissen als een depressieve stoornis ('COMORBID'-groep). Aanpassingsstoornissen gekenmerkt door depressieve stemming of angst werden behandeld als respectievelijk depressieve en angststoornissen. Deelnemers met de diagnose van een aanpassingsstoornis gekenmerkt door gemengde angst en depressieve stemming werden gecategoriseerd in de COMORBID-groep. Hoewel 189 deelnemers de SCID voltooiden, werden vijf deelnemers die voldeden aan de standards voor een As I-stoornis maar niet een angst-, depressieve of aanpassingsstoornis (met angst en/of depressieve stemming) uitgesloten van deze secundaire analyse (n = 184 geanalyseerd). Een vital groter deel van de deelnemers in de DEP ONLY-groep (86,67%) was alleenstaand in vergelijking met de NO DX- (51,95%) en ANX ONLY-groepen (43,75%). Relatiestatus was echter niet vital geassocieerd met HADS-scores (totale rating: p = 0,90; subschaal angst: p = 0,87; subschaal depressie: p = 0,71). Significante ANOVA's werden gevolgd door post-hoc vergelijkingen met behulp van Tukey's eerlijke significante take a look at (HSD) om te bepalen welke SCID-diagnostische groepen verschilden in hun HADS-scores. Niet-significante verschillen (p ≥ 0,05, gecorrigeerd voor meerdere vergelijkingen) in scores op de HADS-subschaal tussen de groep ALLEEN ANX en ALLEEN DEP zouden erop wijzen dat de HADS geen betrouwbaar onderscheid kan maken tussen angst en depressie. Naast het testen op statistisch significante verschillen, hebben we ook beoordeeld of de waargenomen verschillen tussen deze diagnostische groepen klein genoeg waren om als statistisch equal of triviaal te worden beschouwd. We gebruikten de concepten van het 'minimale klinisch belangrijke verschil' (MCID), wat het kleinste verschil is op een maatregel waarvan wordt aangenomen dat deze klinisch related is64, en equivalentietesten65. Hoewel MCID's voor de HADS niet specifiek zijn bestudeerd in de context van TBI, suggereert onderzoek naar de HADS bij patiënten met cardiovasculaire of longaandoeningen MCID-schattingen tussen 1,7 en 2,5 ruwe punten voor elke subschaal66,67,68,69. We voerden equivalentietesten uit met behulp van de tweezijdige assessments (TOST)-procedure65 om huge te stellen of we de afwezigheid van een verschil van ten minste twee onbewerkte punten op de HADS-subschalen tussen de ANX ONLY- en DEP ONLY-groepen konden verklaren. Statistische equivalentie van de HADS-subschalen tussen deze diagnostische groepen (en dus een gebrek aan discriminantvaliditeit) zou worden ondersteund als p < 0,05 voor zowel de onderste als de bovenste equivalentiegrens van respectievelijk -2 en +2 punten. We erkenden de inherente beperking van het uitsluitend vertrouwen op p-waarden met kleine groepsgroottes en gebruikten ook gestandaardiseerde effectgroottes om verschillen in HADS-scores tussen groepen te interpreteren: Cohen's d < 0,20 duidde op een 'verwaarloosbaar' verschil, Cohen's d = 0,20–0,49 duidde op een 'klein', klinisch betekenisvol verschil; Cohen's d = 0,50–0,79 duidde op een 'gemiddeld' verschil; en Cohens d ≥ 0,80 duidde op een ‘groot’ verschil70. Zoals getoond in Fig. 3, hadden individuen met COMORBIDE-diagnoses vital hogere HADS-totaal-, angst- en depressiescores dan degenen met ALLEEN DEP of ALLEEN ANX (gecorrigeerde ps < 0,001; grote verschillen van Cohen's d = 1,18-1,96). Aan de andere kant vonden we geen statistisch significante verschillen in HADS-scores tussen deelnemers met ALLEEN ANX en deelnemers met ALLEEN DEP (gecorrigeerde ps = 0,33–0,62). Tegelijkertijd konden we echter niet verklaren dat deze groepen statistisch equivalente scores hadden. We konden met title een echt verschil niet verwerpen waarbij de ANX ONLY-groep vital hoger had gescoord dan degenen met DEP ONLY, niet alleen op de HADS-angst-subschaal (p = 0,35) maar ook op de depressie-subschaal (p = 0,30). In overeenstemming hiermee had de ANX ONLY-groep klinisch vital hogere HADS-scores, zoals aangegeven door kleine tot middelgrote gestandaardiseerde effectgroottes (Cohen's d = 0,31-0,52). De DSM-IV bevat een groter aantal individuele angststoornissen die tegelijkertijd kunnen voorkomen (gemiddeld aantal individuele diagnoses in groep ALLEEN ANX = 1,63 vs. 1,29 voor ALLEEN DEP). Mogelijk leidde dit tot meer gerapporteerde distress-symptomatologie op de HADS in de ANX ONLY-groep. Desalniettemin is deze analyse dIk ondersteunde de discriminante validiteit van de HADS-subschalen niet, aangezien de ANX ONLY-groep hogere depressiesubschaalscores vertoonde.