Česká a slovenská psychiatrie

Časopis
Psychiatrické společnosti ČLS JEP
a Psychiatrickej spoločnosti SLS

původní práce / original article

ISSN 1212-0383

DOTAZNÍK Q-LES-Q-SF: ODHAD KVALITY ŽIVOTA PACIENTŮ S DIAGNÓZOU SCHIZOFRENIE

THE Q-LES-Q-SF QUESTIONNAIRE: THE ASSESSMENT OF QUALITY OF LIFE IN PATIENTS WITH SCHIZOPHRENIA

Lýdie Tišanská^1,2, Jiří Kožený^1,2

¹ Národní ústav duševního zdraví, Klecany
² 3. LF UK v Praze

SOUHRN

Tišanská L, Kožený J. Dotazník Q-LES-Q-SF: Odhad kvality života pacientů s diagnózou schizofrenie

Záměr studie: Cílem studie bylo na podkladě údajů od pacientů s diagnózou schizofrenie ověřit v českém kontextu: (a) strukturu a vnitřní konzistenci dotazníku Kvalita prožívání radosti a spokojenosti ze života (Q-LES-Q-SF), (b) míru závislosti úrovně kvality života na pohlaví, věku, délce trvání choroby, celkovém klinickém dojmu a spokojeností s léčbou a (c) vypracovat lokální percentilové normy pro pacienty s diagnózou schizofrenie.

Metoda: Konsekutivní soubor pacientů s diagnózou schizofrenního okruhu (N = 726) byl vyšetřen 126 ambulantními psychiatry. Lékaři zaznamenali pacientův věk, pohlaví, délku choroby, globální klinický dojem; pacienti vyplnili dotazník Q-LES-Q-SF.

Výsledky: Nálezy přinesly podklad pro (a) existenci jednodimenzionální struktury nástroje, (b) vnitřní konzistenci inventáře, (c) symetrickou distribuci hodnot a absenci podlahového i stropního efektu, (d) vztah mezi současným klinickým stavem pacienta, spokojeností s léčbou a kvalitou života nezávisle na věku, pohlaví a délce choroby.

Závěr: Nástroj je možné akceptovat jako spolehlivý instrument pro odhad kvality života českých pacientů s diagnózou schizofrenie.

Klíčová slova: psychometrie, schizofrenie, Q-LES-Q-SF

SUMMARY

Tišanská L, Kožený J. The Q-LES-Q-SF questionnaire: The assessment of quality of life in patients with schizophrenia

Objectives: The purpose of this paper is to test on responses from patients with schizophrenia (a) dimenzionality and internal consistency of the Quality of Life Enjoyment and Satisfaction Questionnaire Short Form questionnaire (Q-LES-Q-SF), (b) effect of gender, age, duration of illness, satisfaction with medication, Clinical Global Impression on patients´ wellbeing, and (c) develop local percentile norms for patients with schizophrenia.

Methods: Consecutive patients with schizophrenia (N = 726) were interviewed by 126 outpatient care psychiatrists. The physicians recorded patients´ gender, age, duration of illness, the CGI- Clinical Global Impression scale, and patients filled up the Q-LES-Q-SF quality of life questionnaire.

Results: The findings plausibly established (a) the instrument unidimensionality; (b) acceptable internal consistency; (c) symmetrical distribution of the questionnaire values and absence of floor and ceiling effect; (d) association of present clinical state of patients, satisfaction with medication and quality of life without the effect of age, gender, and duration of illness.

Conclusion: The instrument appears to be a reliable instrument for assessment of wellbeing among Czech patients with schizophrenia.

Key words: psychometrics, schizophrenia, Q-LES-Q-SF

ÚVOD

Kvalita života tvoří nedílnou součást zdraví pacientů a obecně se předpokládá, že by měla být do hodnocení stavu pacientů, kromě somatických údajů, zahrnuta. Toto stanovisko podporuje nejen klinická zkušenost, ale i systematické metaanalytické studie zkoumající vztah mezi psychiatrickými symptomy a kvalitou života.¹ Existuje řada generických^2-3 i na specifickou diagnózu4-5 zaměřených posuzovacích stupnic kvality života. Přehled nástrojů pro odhad tohoto konstruktu lze nalézt v řadě publikací.^6-10

V současné době je jedním z nejpoužívanějších nástrojů dotazník Quality of Life Enjoyment and Satisfaction Questionnaire Short Form (Q-LES-Q-SF), neboť adekvátně splňuje požadavek na reliabilní, přiměřeně citlivou a především časově nenáročnou stupnici, odrážející pacientovo subjektivní hodnocení jeho životních okolností.^11,12

Nástroj byl původně vyvinut k použití v klinické praxi pro pacienty se širokou škálou psychických a somatických chorob. Stabilně vykazuje vysokou vnitřní konzistenci, validitu a reproduktivnost jak u nepsychiatrické populace, tak u pacientů s duševními chorobami.^13-20

Cílem studie je na podkladě údajů získaných od pacientů s diagnózou schizofrenního okruhu ověřit v českém kontextu: (a) strukturu a vnitřní konzistenci dotazníku Q-LES-Q-SF, (b) míru závislosti úrovně kvality života na pohlaví, věku, vzdělání, délce trvání choroby, CGI a spokojenosti s léčbou a (c) vypracovat lokální percentilové normy pro pacienty s diagnózou SCH.

METODA

Soubor a procedura

Studie je založena na konsekutivním klinickém souboru 727 (434 mužů, 293 žen) pacientů s diagnózou schizofrenního okruhu (F20-29). Popis souboru je prezentován v tab. 1. Pacienti byli vyšetřeni 126 náhodně zvolenými psychiatry z ambulancí ve 14 krajích České republiky (42 mužů, věk 46,6 ? 18,0, rozsah 36-73 let, délka praxe 22,5 ? 8,7, rozsah 9-48 let; 84 žen věk 48,1 ? 8,3, rozsah 27-74 let, délka praxe 20,5 ? 8,6, rozsah 1-48 let). Lékaři, kteří byli požádáni, aby při stanovení diagnózy vycházeli z definice choroby obsažené v MKN-10, zaznamenali pacientovo pohlaví, věk, délku trvání choroby a CGI. Údaje o léčbě byly k dispozici pouze o 556 (76,5 %) osobách. Pacienti byli léčeni primárně klasickými antipsychotiky (AP): risperidonem (13,3 %) haloperidolem (10 %), olanzapinem (38,1 %), aripiprazolem (18,5 %), klozapinem (14,6 %), quetiapinem (12,6 %), ziprasidonem (3,8 %), amisulpridem (15,6 %), jinými AP (37,9 %). Dva a více léků užívalo 49 % pacientů, frekvence kombinací se vyskytovaly pouze v intervalu 0,1-1 %. Pacienti podepsali informovaný souhlas a vyplnili Q-LES-Q-SF dotazník. Výzkum byl schválen etickou komisí Národního ústavu duševního zdraví.

Dotazník Q-LES-Q-SF

Generický dotazník Quality of Life Enjoyment and Satisfaction Questionnaire (Q-LES-Q-SF) byl odvozen z originálního 93položkového dotazníku Q-LES-Q²¹ členěného do osmi stupnic. Nástroj Q-LES-Q-SF, což je osmá stupnice (Overall level of satisfaction) dotazníku Q-LES-Q, obsahuje 14 položek pro záznam spokojenosti s fyzickým zdravím, sociálními vztahy, schopností fungovat v každodenním životě, fyzickou mobilitou, náladou, rodinnými vztahy, sexuálním životem, schopností věnovat se koníčkům, s aktivitami ve volném čase, udržováním domácnosti, ekonomickou situací, bydlením a mírou celkové pohody. Každá položka je hodnocena na pětibodové stupnici (1 - nikdy, 2 - zřídka, 3 - někdy, 4 - často, 5 - stále), kde hodnota vyjadřuje frekvenci radosti a uspokojení, které respondent prožíval v uplynulém týdnu. Teoretický rozsah celkového skóru je 14-70 bodů, kde vyšší hodnota indikuje vyšší míru spokojenosti. Nástroj rovněž obsahuje dvě dodatečné položky odrážející spokojenost s léky (Q15) a celkovou životní spokojenost, jež nejsou součástí celkového skóru. Český překlad stupnice byl převzat z publikace Academia Medica Pragensis - Amepra.²² Položky nástroje spolu s popisem distribuce odpovědí jsou prezentované v tab. 2.

Stupnice Celkového klinického dojmu (CGI)

Globální klinický dojem (CGI)²³ je posuzovací stupnice pro celkové hodnocení závažnosti psychopatologie pacienta lékařem. Posuzovatel hodnotí míru závažnosti mentálního stavu pacienta s ohledem na posledních sedm dní na podkladě sedmibodové stupnice (1 - bez potíží; 2 - hraniční; 3 - mírné; 4 - střední; 5 - značné; 6 - závažné; 7 - velmi závažné), přičemž každý ze stupňů závažnosti má popsané charakteristiky. Hodnocení zahrnuje všechny dostupné informace včetně pacientovy anamnézy, psychosociálních okolností, jeho chování i vliv symptomů na pacientovu schopnost vyrovnávat se s požadavky reality, a tak přesahuje pouhý výčet symptomů.

VÝSLEDKY

Struktura a vnitřní konzistence nástroje

Dimenzionalita dotazníku byla testována metodami Parallel Analysis²⁴ a Minimum Average Partial Analysis²⁵ na podkladě polychorických korelací jako disperzní matice a Minimum Rank Factor Analysis²⁴ pro faktorovou extrakci. Všechny analytické procedury doporučily jednofaktorové řešení. Konstruktová replikabilita byla odhadnuta H indexem,² který odráží míru, v jaké položky reprezentují společný faktor, a pohybuje se v intervalu 0-1; za dolní akceptovatelnou hranici je arbitrárně považována hodnota 0,80. Vysoká hodnota H indexu 0,944 podporuje předpoklad, že konstrukt (kvalita života) je položkami přiměřeně definován, a lze tedy očekávat, že bude i u jiných studií stabilní.

Konfirmační faktorová analýza (odhad parametrů metodou WLSMV-Maximum Likelihood and Weighted Least Square Mean and Variance, rotace geomin), kde vstupní maticí byly polychorické korelace odpovědí souboru pacientů, rovněž podpořila jednofaktorovou strukturu nástroje (tab. 3): χ²_{(df = 132)} = 195,99; CFI = 0,973; TLI = 0,969; RMSEA = 0,052; 90%CI [0,032-0,072]; SRMR = 0, 052.^26-27 Odhad standardizovaných parametrů se pohyboval v intervalu 0,502-0,798. Jednotlivé indexy shody modelu a dat jsou velmi příznivé, model vygeneroval datovou korelační matici pouze s 0,05% chybou a vyčerpal celkem 67,48 % variability latentní proměnné.

V souladu s těmito nálezy jsou hodnoty vnitřní konzistence: Cronbachův koeficient a = 0,92; 95%CI [0,8910,912], McDonaldův koeficient generické reliability w = 0,92, průměrná mezipoložková korelace 0,404, rozsah 0,202-0, 558, rozsah R² 0,283-0,546. Výsledky tedy indikují možnost diagnostického použití nástroje. Diference mezi průměry hodnot dotazníku z hlediska pohlaví nebyla nalezena (t_(df=725) = 0,229, p = 0,82). Distribuce Q-LES-Q-SF hodnot pro celý soubor byla symetrická bez podlahového či stropního efektu (M ? SD = 45,64 ? 10,42, rozsah 14-70, medián = 45, šikmost = 0,01, špičatost = -0,26; K-S test = 0,032, p = 0,34).

Vliv pohlaví, CGI a spokojenosti s léky (Q15) na hodnoty Q-LES-Q-SF jsme ověřovali 2x6x5 faktoriální AN-COVA. Do analýzy byly zařazeny délka trvání choroby a věk pacientů jako kovarianční proměnné, které v tomto modelu měly průměr 15,51, resp. 43,59 roku. Vzhledem k nízkému výskytu pacientů s hodnotou CGI = 7 (osm osob) jsme sloučili osoby s hodnotami CGI 6 a 7 do jedné skupiny. Chybová variance se mezi faktory dle Leveneuva testu nelišila (F_{(df = 1,707)} = 0,604, p = 0,83). Kovarianční proměnná věk sdílela, na podkladě polyseriálních korelací, s proměnnými CGI 0,002 %, Q15 0,009 % a pohlaví 0,04 % variance a proměnná délka choroby s CGI, Q15 i pohlaví 0,01 % variance, což je považované za akceptovatelné. V případě výrazné závislosti by byly nálezy zkreslené, protože kovarianční proměnná by vysvětlovala efekt, který by jinak připadl nezávisle proměnným.28 Vliv věku, pohlaví, doby trvání choroby ani žádná interakce nezávisle proměnných nebyly statisticky významné. Statisticky významný efekt byl zjištěn pouze u proměnné CGI (F_{(df = 5,662)} = 4,23, p < 0, 001) se středně velkým účinkem (parciální n² = 0,031; odpovídá Cohenovu d = 0, 358) a u proměnné Q15 (F_{(df = 4,662)} = 35,64, p < 0,001 s velkým účinkem (parciální η² = 0,177, odpovídá Cohenovu d = 0,927). Nepřítomnost vlivu kovariančních proměnných na velikost hodnot Q-LES-Q-SF byla podpořena jak zanedbatelnými diferencemi mezi průměry na podkladě dat a průměry odhadnutými modelem, tak i výsledkem 2x6x5 ANOVA, kde byl identifikován rovněž pouze statisticky významný vliv CGI (F_{(df = 5,669)} = 5,01, p < 0,001) a Q15 (F_{(df =
4,669)} = 32,89, p < 0,001). Diference lze tedy považovat v rámci našeho modelu za prakticky nezávislé na efektu věku a délce choroby.

Výsledek Jonckheereho-Terpstrova testu uspořádaných alternativ (TJ-T = 85641, z = -6,37, p < 0,001) indikoval sice statisticky významný pokles mediánových hodnot Q-LES-Q-SF skórů v závislosti na vyšších hodnotách CGI, ale pouze se středně velkým klinickým významem (velikost účinku r = 0,24, odpovídá d = 0, 49).

Z následného párového testování rozdílů mezi hodnotami Q-LES-Q-SF s ohledem na velikost hodnot CGI byl patrný zlom (graf 1) mezi pacienty s hodnotami CGI < 3 (N = 330) a hodnotami CGI > 4 (N = 397). Mezi těmito skupinami byl nalezen statisticky významný rozdíl v hodnotách Q-LES-Q-SF (M ? SD: 48,32 ? 9,79, resp. 43,41 ? 10,44; F_{(df = 1,725)} = 42,304, p < 0,001), což odpovídá velikosti účinku d = 0,496, 95%CI [0,336-0,632]. Z hodnoty koeficientu d plyne, že 69 % osob z 1. skupiny převyšuje průměrného člena 2. skupiny a z 33 % se distribuce skupin nepřekrývá. Klinický význam lze hodnotit jako středně velký.²⁹ Uvnitř těchto skupin statisticky významné rozdíly zjištěny nebyly. Korelace Q-LES-Q-SF a CGI (r = -0,226 95%CI [-0,279-0, 140], d = -0,464 odpovídá středně velkému účinku. P-hodnoty byly korigovány dle Bonferroniho formule.

Hodnoty Jonckheereho-Terpstrova testu uspořádaných alternativ (T_JT = 130452, z = 11,91, p < 0,001, velikost účinku r = 0,44) podpořily předpoklad statisticky významného poklesu mediánových hodnot Q-LES-Q-SF s poklesem spokojenosti s léky (Q15). Kategorie 4 - často a 5 - stále se statisticky významně lišily od kategorií 1 - nikdy, 2 - zřídka, 3 - někdy (p < 0,05). Průběh hodnot (graf 2) naznačuje zlom mezi kategoriemi 3 a 4. Soubor jsme tedy rozdělili na dvě části: 1. skupinu: Q15 < 3: N = 226, Q-LES-Q-SF 40,17 ? 10,19 a 2. skupinu: Q15 > 4: Q-LES-Q-SF, N = 501, 48,11 ? 9, 55. Skupiny se statisticky významně lišily: t_{(df = 725)} = -10,14, p < 0,001, Cohenovo d = 0,80, 95%CI [0,65-0,98], což znamená, že se distribuce se ze 47 % nepřekrývá a 79 % osob 2. skupiny převyšuje průměrného člena 1. skupiny. Klinický význam lze tedy považovat za značný.

Kendallova korelace položky Q15 (spokojenost s léky) a CGI (celkový klinický dojem) je sice statisticky významná, ale prakticky malá (r = -0,101; 95%CI [-0, 181 až -0,037]; p = 0,003, d = 0,24). Korelace Q-LES-Q-SF a položky Q15 (spokojenost s léky) naznačovala vysoký klinický význam (r = 0,429, 95% CI [0, 335 - 0,476], d = 0,95).

Percentilové normy

Normativní data jsou prezentovaná ve formě percentilového pořadí spolu s kredibilními intervaly (bayesovský termín pro konfidenční interval). Pro výpočet percentilového pořadí byl použit vzorec [(n + 0,5x)/N] x 100, kde n je počet osob v normativním souboru, jež měly skór pod daným skórem, x je počet jedinců, kteří získali daný skór, N je počet osob v normativním souboru. Hodnota tedy odpovídá procentu skórů, které se nacházejí pod daným skórem, a zahrnuje i polovinu těch, co daný skór obdrželi. Intervaly důvěryhodnosti, indikující 95% pravděpodobnost, že se skutečné percentilové pořadí skóru nachází v daném intervalu, byly odhadnuty standardním bayesovským přístupem³⁰ a na rozdíl od klasické teorie testů nezachycují efekt chyby měření individuálního skóru. Percentilová pořadí menší než 5 a větší než 95 jsou uvedená s jedním desetinným místem s cílem redukovat chyby při odhadech intervalů pro extrémní hodnoty. Analýzy byly realizované programy STATA 15³¹ a Mplus8.³²

DISKUSE

Nálezy přinesly podporu pro předpoklad jednodimenzionality nástroje a akceptovatelné vnitřní konzistence, což umožňuje doporučit nástroj pro klinické použití. Frekvence odpovědí na položky naznačuje symetrické rozložení pouze s mírným negativním zešikmením. Výjimkou je položka Q3. Rodinné vztahy, kde kolem 40 % respondentů hodnotí spokojenost v této oblasti maximálně. Vzhledem k převažujícímu rodinnému stavu respondentů se pravděpodobně jedná především o vztahy v širší rodině. Položky Q5. Společenský život a Q9. Sexuální zájmy mají frekvence výrazně pozitivně zešikmené, což lze, vzhledem k přítomnosti choroby, očekávat. Nález u položky Q9. patrně souvisí se skutečností, že kolem 80 % mužů a téměř polovina žen jsou svobodní a zřejmě i s deklarovaným deficitem v míře a kvalitě společenských kontaktů; položky Q5. a Q9. sdílejí kolem 16 % variance. Kromě toho položka Q9., jejíž český překlad převzatý z publikace AMEPRA²² je podstatně zkrácený (v originále je položka definovaná jako "sexual drive, interest and/or performance"), nemusí být pro respondenty jednoznačně interpretovatelná. Nález naznačuje možnost revize českého převodu položky s cílem minimalizovat její případnou sémantickou nejednoznačnost.

Test efektu pohlaví, CGI, spokojenosti s léky korigovaný věkem a délkou choroby na variabilitu Q-LES-Q-SF naznačil statisticky významný vliv proměnných CGI a spokojenosti s léky se středním, resp. velkým účinkem bez zjištěného vlivu věku a délky choroby. Pokles mediánových hodnot Q-LES-Q-SF v závislosti na stoupajících hodnotách CGI naznačil výrazný pokles kvality života u pacientů s hodnotami CGI > 4. Střední velikost účinku diference lze považovat za klinicky významnou.

Spokojenost s léky, která je pravděpodobně alespoň zčásti proxy spokojenosti s léčbou, se ve srovnání s CGI podílí na subjektivní kvalitě života pacienta zřetelně více. Zřejmě se zde poněkud rozchází posouzení celkového klinického stavu pacienta lékařem s pacientovou spokojeností s léčbou; obě proměnné sdílejí pouze cca 1 % společné variance. Pokles kvality života v závislosti na poklesu spokojenosti s léky bylo možno očekávat. Nicméně trend vztahu naznačuje u položky Q15 relativně ostrý předěl mezi odpověďmi "nikdy, zřídka, někdy" a odpověďmi "často, stále" z hlediska kvality života a naznačuje, že životní pohoda pacientů je závislá především na tom, zda jsou s výsledky léčby spokojeni.

Dotazník Q-LES-Q-SF na rozdíl od 93položkového Q-LES-Q, jehož administrace vyžaduje cca 40-45 minut, obsahuje pouze 14 položek a klade důraz na subjektivní perspektivu pacienta z hlediska fyzické, psychologické i sociální oblasti stejně jako jeho delší verze. Velkou výhodou je časově nenáročná administrace, snadné vyhodnocení i interpretace. V neposlední řadě, vzhledem k širokému internacionálnímu použití v klinické praxi, lze nálezy konfrontovat s výsledky mezinárodních studií.

ZÁVĚR

Závěrem lze říci, že dotazník Kvalita prožívání radosti a spokojenosti ze života (Q-LES-Q-SF) se jeví z psychometrického hlediska jako nástroj použitelný pro klinickou praxi u českých pacientů s diagnózou schizofrenního okruhu bez ohledu na pohlaví, věk a délku onemocnění.

Omezení studie: Nálezy jsou založené na konsekutivním souboru pacientů.

LITERATURA

1. Eack SM, Newhill CE. Psychiatric symptoms and quality of life in schizophrenia: a meta-analysis. Schizophr Bull 2007; 33 (5): 1225-1237.
2. Pietersma S, van den Akkervan Marle ME, de Vries M. Generic quality of life utility measures in health-care research: conceptual issues highlighted for the most commonly used utility measures. Int J Wellbeing 2013; 3: 173-175.
3. Chen T, Li L, Kochen MM. A systematic review: how to choose appropriate health-related quality of life (HRQOL) measures in routine general practice? J Zhejiang Univ Sci B 2005; 6 (9): 936-940.
4. Lu G, Brazier JE, Ades AE. Mapping from disease-specific to generic health-related quality-of-life scales: a common factor model. Value Health 2013; 16 (1): 177-184.
5. Petrillo J, Cano SF, McLeod LD, Coon CD. Using classical test theory, item response theory, and Rasch measurement theory to evaluate patient reported outcome measures: a comparison of worked examples. Value Health 2015; 18 (1): 25-34.
6. Kitic AP, Jankovic J. Quality of life in institutionalized patients with schizophrenia. Psychiatr Psychol Klin 2018; 18 (1): 5-11.
7. Rapaport MH, Clary C, Fayyad R, Endicott J. Quality of life impairment in depressive and anxiety disorders. Am J Psych 2005; 162: 1171-1178.
8. Wyrwich KW, Harnam N, Locklear JC et al. A.Understanding the relationships between health outcomes in generalized anxiety disorder clinical trials. Qual Life Res 2011; 20 (2): 255-262.
9. Bobes J, Garcia-Portilla P, Saiz PA et al. Quality of life measures in schizophrenia. Eur Psychiatry 2005; 20, 313-317.
10. Cernovsky Z. Quality of life in persons with schizophrenia. Mental Illness 2017; 9: 7052.
11. Patrick DL, Erickson P. What constitutes quality of life? Concepts and dimensions. Clin Nutr 1988; 7: 53-63.
12. Leon AC, Olfson M, Portera L et al. Assessing psychiatric impairment in primary care with the Sheehan Disability Scale. Int J Psychiatry Med 1997; 27 (2): 93-105.
13. Endicott J, Rajagopalan K, Minkwitz M et al. BOLDER Study Group: A randomized, double-blind, placebo-controlled study of quetiapine in the treatment of bipolar I and II depression: improvements in quality of life. Int Clinl Psychopharmac 2007; 22: 29-37.
14. Stevanovic D. Quality of Life Enjoyment and Satisfaction Questionnaire - short form for quality of life assessments in clinical practice: a psychometric study. Psychiatr Ment Health Nurs 2011; 18 (8): 744-750.
15. Mick E, Faraone SV, Spencer T et al. Assessing the validity of the quality of life enjoyment and satisfaction questionnaire short form in adults with ADHD. J Atten Disord 2008; 11, 504509.
16. Rush AJ, South CC, Jha MK et al. Toward a very brief quality of life enjoyment and Satisfaction Questionnaire. J Affect Disord; doi: 10.1016/j. jad.2018.08.052. Epub 2018 Aug 15.
17. Revicki DA, Brandenburg N, Matza L et al. Health related quality of life and utilities in primary-care patients with generalized anxiety disorder. Qual Life Res 2008; 17 (10): 1285-1294.
18. Rucci M, Mauri G, Maina F, Pieraccini S et al. (For the EQUIP group).Validity and reliability of the Italian version of the Quality of Life, Enjoyment and Satisfaction Questionnaire. Qual Life Res 2005; 14: 2323-2328.
19. Wyrwich KW, Harnam N, Revicki DA et al. Assessing health-related quality of life in generalized anxiety disorder using the Quality Of Life Enjoyment and Satisfaction Questionnaire. Int Clin Psychopharmacol 2009; 24: 289295.
20. Hope LM, Page PC, Hooke GR. The value of adding the Quality of Life Enjoyment and Satisfaction Questionnaire to outcome assessments of psychiatric inpatients with mood and affective disorders. Qual Life Res 2009; 18, 647-655.
21. Endicott J, Nee J, Harrison W, Blumenthal R. Quality of Life Enjoyment and Satisfaction Questionnaire: A new measure. Psychopharmacol Bull 1993; 29 (2): 321-326.
22. Palčová A (ed.). Dotazník kvality života (Q-LES-Q): kvalita prožívání radosti a spokojenosti ze života: (quality of life enjoyment and satisfaction): informace pro terapeuta. Praha: Academia Medica Pragensis - Amepra 2003: 23.
23. Guy W, ed. ECDEU Assessment Manual for Psychopharmacology. 1976. Rockville, MD, U.S. Department of Health, Education, and Welfare.
24. Timmerman ME, Lorenzo-Seva U. Dimensionality Assessment of Ordered Polytomous Items with Parallel Analysis. Psych Methods 2011; 16: 209-220.
25. Velicer WF. Determining the number of components from the matrix of partial correlations. Psychometrika 1976; 41: 321-327.
26. Hancock GR, Mueller RO. Rethinking construct reliability within latent variable systems. In: Cudeck R, du Toit S, & Sorbom D, eds. Structural equation modeling: Present and future - A Festschrift in honor of Karl Joreskog. Lincolnwood, IL: Scientific Software International; 2001: 195-216.
27. Hu L, Bentler PM. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Struct Equ Modeling 1999; 6 (1): 1-55.
28. Miller GA, Chapman JP. Misunderstanding analysis of variance. J Abnorm Psychol 2001; 110 (1): 40-48.
29. Cohen J. Statistical power analysis for the behavioral sciences. 2nd ed. Hillsdale, NJ: Lawrence Earlbaum Associates 1988.
30. Crawford JR, Garthwaite PH, Slick DJ. On percentile norms in neuropsychology: proposed reporting standards and methods for quantifying the uncertainty over the percentile ranks of test scores. Clin Neuropsychol 2009; 23 (7): 1173-1195.
31. StataCorp. 2017. Stata Statistical Software: Release 15. College Station, TX: StataCorp LLC.
32. Mplus 2018. Computer Software: Release 8. Los Angeles, CA: Muthén & Muthén; 95%CI - lower and upper bound.

Celá stať v dokumentu PDF

Čes a slov Psychiatr 2019;115(5): 215 -220

Zpět