Úvod
Podle pátého vydání Diagnostického a statistického manuálu duševních poruch (DSM-5) se termín „disociace“ používá k označení „narušení/nebo přerušení normální integrace vědomí, paměti, identity, emocí, vnímání, reprezentace těla, motorické kontroly a chování“.“1 Kromě toho DSM-5 uvádí, že „disociativní příznaky mohou potenciálně narušit každou oblast psychologického fungování“.1 Navzdory této definici stále neexistuje shoda v mnoha aspektech disociace, jako je konceptualizace, interpretace a kategorizace disociativních zážitků a příznaků.2-4
Byla navržena existence různých forem disociativních prožitků od normálních disociativních prožitků, jako jsou absorpční/imaginativní symptomy, až po patologické disociativní prožitky, jako jsou depersonalizační/derealizační fenomény a disociativní amnézie.3-5 Dále bylo navrženo rozlišit patologické disociativní fenomény do následujících dvou hlavních kategorií s různými definicemi, mechanismy a důsledky pro léčbu: odloučení a kompartmentalizace.5,6 Odtržení je definováno subjektivním prožitkem „změněného stavu vědomí, který je charakterizován pocitem oddělení (nebo odtržení) od určitých aspektů každodenní zkušenosti, ať už jde o tělo (jako u mimotělních zážitků), pocit sebe sama (jako u depersonalizace) nebo vnější svět (jako u derealizace). „5 Kompartmentalizace je charakterizována částečným nebo úplným selháním: „Tato definice se vztahuje na „stavy charakterizované neschopností přivést normálně dostupné informace do vědomí (např. disociativní amnézie), což lze rovněž považovat za problém s kontrolou“.5
Škála disociativních zážitků (DES)7 je jedním z nejběžnějších nástrojů používaných ke zkoumání různých druhů disociativních symptomů u klinických i neklinických vzorků.8 Skládá se z 28 položek, které hodnotí četnost a závažnost široké škály disociativních zážitků pomocí jedenáctibodové vizuální analogové škály (0 %-100 %).
Ačkoli DES prokázal vynikající konvergentní validitu s jinými dotazníky disociativních zážitků a vynikající prediktivní validitu u disociativních poruch,8 faktorové analýzy zjistily rozporuplné výsledky. Přestože byla konzistentně dokumentována třífaktorová struktura (tj. dimenze absorpce, amnézie a depersonalizace-derealizace),9-12 jiné studie uváděly také jednofaktorové,13-15 dvoufaktorové,16-18 čtyřfaktorové,19-22 a sedmifaktorové modely.23
Ačkoli je italská verze DES široce používána, podle našich nejlepších znalostí žádná studie nezkoumala dimenze odloučení a kompartmentalizace DES na velkém vzorku psychiatrických a nepsychiatrických osob. Fabbri et al,15 kteří porovnávali shodu jednofaktorového, dvoufaktorového a třífaktorového modelu u 364 dospělých nepsychiatrických osob, uvádějí lepší shodu jednofaktorového modelu. Jednofaktorové řešení uvedli také Mazzotti a Cirrincione u 330 italských vysokoškolských studentů.13 Nedávno Garofalo et al17 získali dvoufaktorový model u vzorku 122 vězňů a 198 účastníků z komunity. Přestože autoři naznačili, že tyto dva faktory mohou odrážet fenomén odloučení a kompartmentalizace, položky DES nebyly kategorizovány do disociativních zážitků odloučení a kompartmentalizace.
Cílem této studie proto bylo prozkoumat 1) schopnost DES zachytit disociativní zážitky odloučení a kompartmentalizace, 2) zobecnitelnost faktorového řešení na velkém vzorku psychiatrických a nepsychiatrických subjektů a 3) psychometrické vlastnosti italské verze DES.
Účastníci a metody
Účastníci
Účastníky bylo 780 italských pacientů, kteří byli odesláni k léčbě psychiatrických poruch (546 žen a 222 mužů; průměrný věk: 39,2±13,91 let), a 2 303 subjektů zařazených do nepsychiatrických zařízení (1 857 žen a 546 mužů; průměrný věk: 30,3±14,17 let). Psychiatrický vzorek tvořilo 1) 212 ambulantních pacientů ze šesti veřejných center duševního zdraví v italském Římě a 2) 568 hospitalizovaných pacientů z kliniky péče o duševní zdraví v italské Vicenze. Pacienti byli do center postupně odesíláni v neakutních situacích v letech 2007-2010. Míra odpovědí pacientů byla 98,7 %.
Nepsychiatrický vzorek byl získán zadáním dotazníku DES 1) vysokoškolským studentům (N=1 358) zapsaným na Fakultě psychologie Univerzity v Chieti, Itálie; 2) konsekutivnímu vzorku dospělých, kteří se sami odeslali na dermatologickou ambulanci v Římě, Itálie (N=491; míra odpovědí, 88.8 %); 3) ženy navštěvující gynekologické ambulance v Římě v Itálii (N=145; míra odpovědí, 72,5 %); 4) onkologičtí pacienti a jejich ošetřovatelé, kteří se účastní chemoterapie v onkologickém centru na klinice v Římě (N=122 a N=145; míra odpovědí, 91,8 %, resp. 96,7 %); a 5) zaměstnanci leteckých společností (N=42; míra odpovědí, 72,4 %). U nepsychiatrického vzorku jsme se rozhodli shromáždit údaje z různých prostředí, abychom se vyhnuli zkreslení výběru (tj. zaměření na určitou skupinu, např. vysokoškolské studenty).
Kritériem pro zařazení byl věk ≥ 18 let a znalost italštiny. Vylučovacími kritérii byla neschopnost dokončit hodnocení z jakéhokoli důvodu (tj. nedostatek času/ochoty) a/nebo odmítnutí poskytnout informovaný souhlas. Účastníci studie přispívali dobrovolně a anonymně po poskytnutí informovaného souhlasu. Za vyplnění hodnocení nebyla poskytnuta žádná kompenzace. Od všech účastníků byl po poskytnutí úplných informací o účelu studie získán písemný informovaný souhlas. Sběr dat probíhal na každém pracovišti podle pokynů schválených příslušnou lékařskou etickou komisí, aby byla zaručena anonymita a soukromí, s využitím jedinečných kódovaných identifikátorů. Výzkum byl schválen etickými komisemi Univerzity Sapienza a Evropské univerzity v Římě.
Postup
Všem účastníkům byla zadána italská verze dotazníku DES13 a kontrolní seznam hodnotící demografické (tj. pohlaví a věk) a klinické charakteristiky (tj. stav uváděný pacientem a doba, která uplynula od diagnózy/příznaků). Psychiatričtí pacienti byli diagnostikováni pomocí strukturovaného klinického rozhovoru pro poruchy DSM-IV osy I a osy II (SCID-I a SCID-II).24,25 Pouze v této skupině byl SCID-D použit pouze v případě, že skóre DES bylo >25. Demografické a klinické údaje psychiatrického a nepsychiatrického vzorku jsou uvedeny v tabulce 1.26
  |
Tabulka 1 Demografické a klinické údaje psychiatrického a nepsychiatrického vzorku |
DES je 28položkový, samostatně vyplňovaný inventář k měření četnosti disociativních zážitků.7 Při zodpovídání otázek DES subjekty uvádějí procento času (udávaného v 10% přírůstcích od 0 do 100), kdy měly popsaný zážitek.
V této studii byla použita italská verze DES,13 která byla poprvé přeložena v roce 199615. Při italské validaci byly zaznamenány dobré psychometrické vlastnosti, například dobrá vnitřní konzistence (Cronbachovo α =0,90).13
Předpokládá se, že položky DES odrážejí tři disociativní zážitky: 1) zážitky pohlcení („Někteří lidé zjistí, že když sledují televizi nebo film, jsou tak pohlceni příběhem, že si neuvědomují ostatní události, které se kolem nich dějí“ ); 2) zážitky amnézie („Někteří lidé zjistí, že si nepamatují některé důležité události ve svém životě“ ); a 3) zážitky depersonalizace-derealizace („Někteří lidé mají zážitek pocitu, že jejich tělo jako by jim nepatřilo“ ).
Podskupina osmi položek DES, takzvaný DES-T, je považována za zvláště citlivou pro identifikaci patologické disociace.27 Celkové skóre DES-T se vypočítá zprůměrováním položek 3, 5, 7, 8, 12, 13, 22 a 27 DES („Někteří lidé mají zkušenost, že se ocitli na nějakém místě a netuší, jak se tam dostali“ ). K identifikaci pacientů s patologickou disociací se běžně používá hraniční skóre 15.28,29
Klasifikace položek DES podle expertů
Metoda expertního posouzení shromažďuje názory skupiny 20 expertů s cílem získat přesný, nezkreslený odhad. Všichni experti byli vybráni na základě svých zkušeností s disociálními pacienty, tj. >20 let klinické práce s disociálními pacienty v jejich životopise. Podrobný e-mail s hlavním cílem studie (tj. schopnost DES zachytit odloučení a kompartmentalizaci disociativních zážitků) zaslal vedoucí autor (BF) 25 odborníkům v oblasti disociativních poruch. Dva z nich účast odmítli a tři z nich neodpověděli.
Metoda expertního posouzení je strukturovaná technika zahrnující vícekrokový postup: 1) poskytnutí písemné definice kompartmentalizace a odloučení podle Holmese et al. a formuláře odpovědí;5 2) individuální posouzení položek DES 20 staršími psychiatrickými odborníky a kategorizace každé z nich následovně: „C“ pro kompartmentalizaci, „D“ pro odloučení a „NC“ pro nesoulad s C nebo D; a 3) nakonec shromáždění a analýza osobního odhadu odborníků.
Statistická analýza
Frekvenční rozložení odpovědí na jednotlivé položky DES bylo zkoumáno z hlediska šikmosti a kurtózy. Spolehlivost z hlediska vnitřní konzistence dimenzí DES byla zkoumána výpočtem Cronbachova α.
Byla provedena konfirmační faktorová analýza (CFA), třífaktorový model podle expertního odhadu. Tento model byl zkoumán zejména na rozsáhlém vzorku psychiatrických a nepsychiatrických subjektů.
K provedení CFA byla využita metoda vážených nejmenších čtverců středních hodnot a upraveného rozptylu (WLS-MV) pro odhad parametrů při zkresleném rozdělení (obsažená v softwaru MPLUS 7.11).30 WLS-MV poskytuje „vážené odhady parametrů metodou nejmenších čtverců s použitím diagonální váhové matice se standardními chybami a testovací statistikou chí-kvadrát upravenou o střední hodnotu a rozptyl, která používá úplnou váhovou matici. „30 Řešení faktorů byla hodnocena pomocí indexů dobré shody, které jsou k dispozici v programu MPLUS. Hodnoty <0,08 pro standardizovanou střední kvadratickou reziduální hodnotu a <0,05 pro aproximaci střední kvadratické chyby (RMSEA) jsou považovány za adekvátní.31 Na všech vzorcích (celkový vzorek, psychiatrický vzorek a nepsychiatrický vzorek) byly provedeny tři různé sady CFA.
K analýze rozdílů mezi skupinami byly použity nezávislé (nepárové) výběrové t-testy. Jako míry asociací mezi dotazníky DES-T a faktory DES byly uváděny koeficienty Spearmanova rho.
Všechny statistické analýzy byly provedeny pomocí programu STATA, verze 11.0 (StataCorp LP, College Station, TX, USA) a softwaru MPLUS 6.11. Na základě těchto analýz bylo provedeno několik statistických analýz.
Výsledky
Předběžné popisné analýzy a klasifikace položek DES
Všechny položky DES vykazovaly vysoce nenormální rozdělení se šikmostí v rozmezí 0,05 až 5,08 (2,07±6,79) a kurtózou v rozmezí -0,70 až 30,18 (5,22±6,79). Tento jev se objevil v obou vzorcích, ale byl zvláště významný v nepsychiatrickém vzorku, kde rozložení položek vykazovalo vyšší pozitivní šikmost. V souladu s tím ve všech položkách s výjimkou tří (položky 15, 18 a 24) dosáhli nepsychiatričtí jedinci statisticky významně nižšího skóre.
Klasifikace položek DES a procento shody expertů jsou uvedeny v tabulce 2. U kompartmentalizace disociativních zážitků bylo zaznamenáno procento shody ≥85 u devíti položek DES (např. „Našel nové věci mezi věcmi, ale nepamatuje si, že by je kupoval“). U disociativních zážitků odloučení bylo procento shody ≥85 zaznamenáno u sedmi položek DES (např. „Měl pocit, že tělo není jeho vlastní“).
 |
Tabulka 2 Výsledky klasifikace položek DES 20 odborníky |
CFA
Jak je uvedeno v tabulce 3, třífaktorové řešení lze podpořit z indexů shody v jakémkoli uvažovaném vzorku (celkem, psychiatričtí pacienti a nepsychiatrické subjekty). RMSEA a standardizovaná střední kvadratická rezidua vykazovaly vynikající shodu a byly daleko za navrhovanou hranicí 0,06, resp. 0,08, zatímco srovnávací index shody (CFI) a Tucker-Lewisův index (TLI) vykazovaly pouze okrajovou shodu. Jedna z možných odpovědí vychází z toho, co nedávno nastínil David Kenny,32 který poznamenal, že hodnoty TLI a CFI: souvisejí s průměrnou velikostí korelací v datech (např. hodnota TLI nebude příliš vysoká, pokud průměrná korelace mezi proměnnými není vysoká). Poznamenal také, že „rozumným pravidlem je prozkoumat RMSEA pro nulový model a ujistit se, že není menší než 0,158″. Pokud je RMSEA pro nulový model menší než 0,158, nemusí být přírůstková míra shody tak informativní“.32
 |
Tabulka 3 Indexy shody třífaktorového řešení |
Ve vzorcích a podvzorcích uvažovaných v tabulce 3 se RMSEA nulového modelu pohybovala od 0,08 do 0,10, s průměrem 0,09. Podle Kennyho návrhu je pak třeba výsledky TLI a CFI brát s rezervou, protože jsou podstatně neinformativní o vhodnosti modelu.
Odhady faktorových zátěží položek v různých vzorcích jsou uvedeny v tabulce 4. V tabulce 4 jsou uvedeny výsledky TLI a CFI. První pro první faktorovou škálu (kterou jsme nazvali „nepatologická absorpce“) zahrnovala položky 1, 2, 10 a 14-26; druhá faktorová škála (kompartmentalizace) zahrnovala položky 3-6, 8 a 9; třetí faktorová škála (odloučení) zahrnovala položky 7, 11-13, 27 a 28. V případě druhé faktorové škály (kompartmentalizace) zahrnovala položky 1, 2, 10 a 14-26.
 |
Tabulka 4 Faktorové zátěže třífaktorových řešení a korelace mezi opatřeními |
Faktorová spolehlivost
Počítáno pomocí Cronbachova α, spolehlivost pro faktor nepatologické absorpce byla 0,90. Reliabilita pro faktor „kompartmentalizace“ byla 0,74. A konečně reliabilita pro faktor „odtržení“ byla 0,84. Korelační koeficienty korigované na položky se pohybovaly v rozmezí od 0,67 do 0,80.
Tabulka 5 uvádí celkové skóre DES a skóre subškál kompartmentalizace, odtržení a nepatologické DES spolu s průměrem a SD v jednotlivých kategoriích. Ve srovnání s nepsychiatrickými subjekty vykazovali psychiatričtí pacienti vyšší kompartmentalizaci (11,02±14,26 vs 6,58±9,03; t1,003,08=8,15, P<0,001), detašovanost (17.48±19,78 vs 7,46±12,40; t998,5=13,32, P<0,001) a absorpční disociativní zážitky (24,35±18,16 vs 20,34±14,78; t1,153,56=5,58, P<0,001). Dále pacienti s disociativními poruchami uváděli vyšší kompartmentalizaci (19,17±13,30 vs 9,08±13,16; t506=4,07, P<0,001), odpoutání (34,58±24,43 vs 12.80±16,19; t30,62=4,82, P<0,001) a absorpční disociativní zážitky (35,65±24,43 vs 19,81±15,61; t506=5,42, P<0,001) než pacienti s ostatními poruchami v rámci osy I. Konečně pacienti s hraniční poruchou osobnosti uváděli vyšší kompartmentalizaci (15,93±16,84 vs 10,54±13,19; t269,98=2,96, P<0,01), odpoutání (27.63±22,99 vs 18,94±20,11; t265,22=3,32, P<0,001) a absorpci disociativních zážitků (35,47±21,04 vs 25,66±17,41; t268,93=4,21, P<0,001).001) než pacienti s jinými poruchami osobnosti.
 |
Tabulka 5 Popisná statistika psychiatrických a nepsychiatrických subjektů |
Korelace (Spearmanovo rho) mezi skóre DES-T a skóre odloučení a kompartmentalizace byly 0,86 (P<0,001), resp. 0,70 (P<0,001). Korelace (Spearmanovo rho) mezi skóre DES-total a odloučením a kompartmentalizací byly 0,74 (P<0,001), resp. 0,73 (P<0,001). Další korelace jsou uvedeny v tabulce 4.
Diskuse
Naše výsledky byly v souladu s předchozími údaji9-12 a podpořily třífaktorovou strukturu DES, a to jak u klinických, tak neklinických vzorků. Naše zjištění navíc ukázala, že dva z těchto faktorů DES adekvátně odrážejí disociativní prožitky odloučení a kompartmentalizace. V naší studii se výsledky faktorové analýzy překrývají s výsledky z expertního klasifikačního postupu: šest z devíti položek (položky 3, 4, 5, 6, 8 a 9; např. „Našel jsem mezi věcmi nové věci, ale nepamatoval jsem si, že bych je kupoval“) pro faktor kompartmentalizace a pět ze sedmi položek (položky 7, 11, 12, 13 a 28; např. „Cítil jsem a pozoroval sám sebe, jako bych se díval na jinou osobu“)pro faktor odloučení. Kromě toho bylo dvanáct položek s procentem shody expertů <85 zachyceno také pomocí CFA jako nepatologické pohlcení.
Faktorová analýza a klasifikace expertů jsou v souladu s nedávnými teoretickými přístupy a dřívějšími návrhy, že disociativní zkušenosti lze rozdělit na patologické a nepatologické zkušenosti a že patologickou disociaci lze klasifikovat na příznaky odpoutání a kompartmentalizace.5,6 Navíc existuje pozitivní korelace mezi patologickou disociací měřenou pomocí DES-T bez ohledu na psychiatrickou diagnózu a dimenzemi odloučení a kompartmentalizace.
V souladu s předchozími údaji,5,8,33,34 v našem vzorku pacientů vykazovalo průměrné skóre DES-kompartmentalizace a DES-odloučení rozdíly mezi diagnostickými skupinami. Například ve shodě se Zanarinim et al,34 pacienti s hraniční poruchou osobnosti uváděli vyšší disociativní zkušenosti (patologické i nepatologické příznaky) než pacienti s jinými poruchami osobnosti. Navíc v souladu s předchozími údaji8 naše zjištění ukázala, že ačkoli jsou disociativní zážitky široce zastoupeny ve všech diagnostických kategoriích, jsou vyšší u pacientů s disociativními poruchami. Všechny tyto výsledky nás vedou k tomu, abychom DES považovali za užitečný klinický nástroj k rozlišení různých forem disociace.
Dvě formy se mohou vyskytovat společně, ale je možné, že jejich patogenetický mechanismus může být odlišný, i když se překrývají a/nebo prolínají.5,35-37 Navíc, jak uvádí Brown,6 různé formy disociativních problémů vyžadují různé typy léčby a přístup „one-size-fits-all“, který implikuje unitární model disociace, by mohl být klinicky zavádějící. Příznaky odloučení obvykle profitují z technik uzemnění, modulace vzrušení a prevence spouštěčů odloučení;5,38 fenomény kompartmentalizace zároveň vyžadují komplexnější léčbu založenou na integraci funkcí a obsahů (tj. částí osobnosti, reprezentace těla a kontroly).38,39
Zobecňování výsledků má určitá omezení. Zaprvé, nebyly použity žádné další dotazníky disociativních zážitků. Za druhé, nebyla zkoumána stabilita při opakovaném testování. Za třetí, nebylo provedeno psychiatrické hodnocení nepsychiatrického vzorku. A konečně, názory expertů byly formovány a priori, což mohlo ovlivnit jejich kategorizaci. Na druhou stranu, pokud je nám známo, jedná se o první studii, která zkoumá faktorovou strukturu DES u velkého psychiatrického i nepsychiatrického vzorku, přičemž zohledňuje kompartmentalizaci a odloučení disociativních zážitků.
Závěr
Naše výsledky ukázaly, že DES by mohl být platným nástrojem pro klinické lékaře k posouzení četnosti několika typů disociativních zážitků, jako je nepatologická disociace a patologické disociace, jako je odloučení a kompartmentalizace, a to jak v klinickém, tak v neklinickém prostředí. Poskytuje klinikům další informace o disociativních zážitcích a také důležité ukazatele léčby.
Odhalení
Autoři neuvádějí žádné střety zájmů v této práci.
|
Americká psychiatrická asociace. Diagnostický a statistický manuál duševních poruch – DSM-5. Páté vydání. Arlington, TX: American Psychiatric Publishing; 2013. |
||
|
Cardena E, Bowman ES. Definování (strukturální) disociace: diskuse. J Trauma Disociace. 2011;12(4):413-415. |
||
|
Spiegel D, Loewenstein RJ, Lewis-Fernandez R, et al. Dissociative disorders in DSM-5. Dissociative disorders. Deprese úzkost. 2011;28(12):E17-E45. |
||
|
Nijenhuis ER, Van der Hart O. Disociace u traumatu: nová definice a srovnání s předchozími formulacemi. J Trauma Dissociation. 2011;12(4):416-445. |
||
|
Holmes EA, Brown RJ, Mansell W, et al. Are there two qualitatively distinct forms of dissociation? Přehled a některé klinické důsledky. Clin Psychol Rev. 2005;25(1):1-23. |
||
|
Brown RJ. Různé typy „disociace“ mají různé psychologické mechanismy. J Trauma Dissociation. 2006;7(4):7-28. |
||
|
Bernstein EM, Putnam FW. Vývoj, spolehlivost a platnost disociační škály. J Nerv Ment Dis. 1986;174(12):727-735. |
||
|
van Ijzendoorn MH, Schuengel C. The measurement of dissociation in normal and clinical populations: meta-analytic validation of the Dissociative Experiences Scale (DES). Clin Psychol Rev. 1996;16(5):365-382. |
||
|
Carlson EB, Putnam FW, Ross CA, et al. Validity of the Dissociative Experiences Scale in screening for multiple personality disorder: a multicenter study. Am J Psychiatry. 1993;150(7):1030-1036. |
||
|
Ross CA, Joshi S, Currie R. Disociative experiences in general population: a factor analysis. Hosp Community Psychiatry. 1991;42(3):297-301. |
||
|
Ruiz MA, Poythress NG, Lilienfeld SO, Douglas KS. Faktorová struktura a korelace škály disociativních zážitků u velkého vzorku pachatelů. Assessment (Hodnocení). 2008;15(4):511-521. |
||
|
Stockdale GD, Gridley BE, Balogh DW, Holtgraves T. Confirmatory factor analysis of single- and multiple-factor competing models of the dissociative experiences scale in a nonclinical sample. Assessment. 2002;9(1):94-106. |
||
|
Mazzotti E, Cirrincione R. La Dissociative Experiences Scale, esperienze dissociative in un campione di studenti italiani. . Giornale Italiano di Psicologia. 2001;(1):179-192. Italian. |
||
|
Bernstein IH, Ellason JW, Ross CA, Vanderlinden J. On the Dimensionalities of the Dissociative Experiences Scale (DES) and the Dissociation Questionnaire (DIS-Q). J Trauma Dissociation. 2001;2(3):101-120. |
||
|
Fabbri A, Bertin I, Cristante F, Colombo G. Un contributo alla standardizzazione della Dissociative Experiences Scale (DES) di Bernstein e Putnam. . Boll Psicol Appl. 1996;219:39-46. Italian. |
||
|
Larøi F, Billieux J, Defeldre AC, Ceschi G, Van der Linden M. Faktorová struktura a psychometrické vlastnosti francouzské adaptace Škály disociativních prožitků (DES) u neklinických účastníků. Eur Rev Appl Psychol. 2013;63(4):203-208. |
||
|
Garofalo C, Velotti P, Zavatti GC, et al. On the factor structure of the Dissociative Experiences Scale: contribution with an Italian version of the DES-II. Psychiatr Psychol Klin. 2015;15(1):4-12. |
||
|
Olsen SA, Clapp JD, Parra GR, Gayle Beck J. Factor structure of the Dissociative Experiences Scale: an examination across sexual assault status. J Psychopathol Behavior Assess. 2013;35(3):394-403. |
||
|
Espirito Santo H, Abreu JL. Portugalská validace škály disociativních zážitků (DES). J Trauma Dissociation. 2009;10(1):69-82. |
||
|
Amdur RL, Liberzon I. Dimensionality of dissociation in subjects with PTSD. Dissociation. 1996;9(2):118-124. |
||
|
Dunn GE, Ryan JJ, Paolo AM. Analýza hlavních komponent škály disociativních zážitků u populace závislé na návykových látkách. J Clin Psychol. 1994;50(6):936-940. |
||
|
Ray WJ, Faith M. Disociative experiences in a college age population: follow-up with 1190 subjects. Pers Indiv Differ. 1995;18(2):223-230. |
||
|
Ray WJ, June K, Turaj K, Lundy R. Dissociative experiences in a college age population: a factor analytic study of two dissociation scales. Pers Indiv Differ. 1992;13(4):417-424. |
||
|
First MB, Spitzer RL, Gibbon M, Williams JBW. Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I Disorders-Patient Version (SCID-I/P) (Strukturovaný klinický rozhovor pro poruchy osy I podle DSM-IV – verze pro pacienty). New York: New York Psychiatric Institute, Biometrics Research Department; 1996. |
||
|
First MB, Gibbon M, Spitzer RL, Williams JBW, Benjamin LS. Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis II Personality Disorders (Strukturovaný klinický rozhovor pro poruchy osobnosti podle DSM-IV, osa II), (SCID-II). Washington, DC: American Psychiatric Press, Inc. 1997. |
||
|
Steinberg M. Interviewer’s Guide to the Structured Clinical Interview for DSM-IV Dissociative Disorders (SCID-D). Washington, D.C.: American Psychiatric Press; 1994. |
||
|
Waller NG, Putnam FW, Carlson EB. Typy disociace a disociativní typy: taxometrická analýza disociativních zážitků. Psychol Methods. 1996;1(3):300-321. |
||
|
Ogawa JR, Sroufe LA, Weinfield NS, Carlson EA, Egeland B. Development and the fragmented self: longitudinal study of dissociative symptomatology in a nonclinical sample. Dev Psychopathol. 1997;9(4):855-879. |
||
|
Modestin J, Erni T. Testing the dissociative taxon. Psychiatry Res. 2004;126(1):77-82. |
||
|
Muthén B, Muthén L. Mplus User’s Guide. Šesté vydání. Los Angeles, CA; 2010. |
||
|
Kline RB. Principy a praxe modelování strukturálních rovnic. Vydání 2. New York: The Guilford Press; 2005. |
||
|
David A Kenny. Měření vhodnosti modelu. . 2015. Dostupné z: http://davidakenny.net/cm/fit.htm. Přístup 27. dubna 2016. |
||
|
Simeon D, Knutselska M, Nelson D, Guralnik O, Schmeidler J. Examination of the pathological dissociation taxon in depersonalization disorder. J Nerv Ment Dis. 2003;191(11):738-744. |
||
|
Zanarini MC, Ruser TF, Frankenburg FR, Hennen J, Gunderson JG. Rizikové faktory spojené s disociativními zážitky hraničních pacientů. J Nerv Ment Dis. 2000;188(1):26-30. |
||
|
Farina B, Liotti G. Existuje disociativní psychopatologická dimenze? Přehled disociativních procesů a symptomů u vývojových poruch traumatického spektra. Clin Neuropsychiatry. 2013;10(1):11-18. |
||
|
Schore AN. Attachment trauma a vývoj pravého mozku: původ patologické disociace. In: Dell P, O’Neil JA, eds. Disociace a disociativní poruchy: DSM-V and Beyond. New York: Routledge; 2009:107-141. |
||
|
Lanius RA, Vermetten E, Loewenstein RJ, et al. Emotion modulation in PTSD: clinical and neurobiological evidence for a dissociative subtype. Am J Psychiatry. 2010;167(6):640-647. |
||
|
Ogden P, Minton K, Pain C. Trauma a tělo. New York: Norton; 2006. |
||
|
Van der Hart O, Nijenhuis E, Steele K. The Haunted Self: Structural Dissociation and the Treatment of Chronic Traumatization. New York, Londýn: Norton; 2006. |
.