Basis Zorgprogramma - Efp

Basis Zorgprogramma
normcategorie (bijvoorbeeld binnen beneden gemiddeld) niet mee, maar een kleine over de grens
van een normcategorie heen wel. Ten derde blijft het de vraag wat de meest relevante normgroep
is. De genoemde SCL90 heeft bijvoorbeeld zes normgroepen, zoals de al genoemde ‘bevolking in
haar geheel’ en ‘poliklinische psychiatrische patiënten’.
Als aan normcategorieën een score valt te verbinden (bijvoorbeeld 1 = zeer laag, 2 = laag, 3 =
beneden gemiddeld etc.) kan men de scores voor de schalen waarop men verbetering verwacht
optellen bij de voormeting en bij de nameting. Als de twee sommen verschillen, kan dat iets zeggen.
Wat het zegt, hangt vooral af van hoe de verbetering qua normgroep(en) past binnen het gehele
behandelplan.
Statistische overwegingen
Statistische overwegingen
Als een persoon bij de nameting gunstiger scoort dan bij de voormeting kan men op grond van de
standard error of measurement (Se) berekenen hoe groot de kans is dat het verschil tot stand kwam
op grond van toeval. Twee scores verschillen van elkaar met een waarschijnlijkheid van 95% (α =
0.05) als de onderlinge afstand 1,96 Se bedraagt. Dat is het geval als er geen verwachting is over
de richting van het verschil. Als dat wel zo is, is een afstand van 1,65 Se nodig. Om tot een
significant resultaat te leiden vereist toetsen op grond van de standaardmeetfout wel een
behoorlijke vooruitgang.
De Reliable Change Index (RCI) is verwant aan de standaardmeetfout (het gaat hier om een
afgeleide van de standaardmeetfout van een verschil). Werken met de RCI is niet beter dan werken
met de standaardmeetfout, maar berust op een iets ander principe. De RCI is het meest robuust,
maar zal vaak niet significant zijn als er wel een ‘echt’ effect is. Daarom zijn er alternatieve
statistische methoden in gebruik die gemakkelijker een verschil te zien geven in individuele
gevallen.
Het eerste alternatief is een toetsingsprocedure volgens de McNemar- toets (zie voor verdere
informatie Bishop et al, 2004). De tweede manier gaat uit van de afzonderlijke itemscores in plaats
van de schaalscore. Hierbij worden itemscores beschouwd als afzonderlijke waarnemingen, waarop
men een t-toets of een non- parametrische toets als de Wilcoxon (of Mann- Whitney U-test) kan
loslaten. Deze procedure krijgt aan het einde van de deze statistische overwegingen nadere uitleg.
De derde manier introduceert een ‘vaste’ standaardmeetfout (voor details zie: Bartels et al, 2008).
De procedure houdt vervolgens in dat de behandelaar na de eerste meting de scores inspecteert en
hypothesen formuleert over de te verwachten vooruitgang: dus op welke schalen van het
instrument, bijvoorbeeld de SCL90, de behandelaar vooruitgang, enige vooruitgang of geen
vooruitgang verwacht. Een collega ondertekent deze verwachtingen, waarna ze worden
‘gedeponeerd’ bij het secretariaat of een externe instantie. Na meting 2 berekent men de
vooruitgang aan de hand van een van de genoemde methoden. Tevens toetst men in hoeverre de
verwachtingen overeenkomen met de uitslagen en hoe men een en ander kan interpreteren. De
behandelaar krijgt zo nauwkeurige feedback over de vooruitgang en de juistheid van de
47