Indledning
I henhold til den femte udgave af Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-5) anvendes udtrykket “dissociation” til at identificere “forstyrrelse af/og eller diskontinuitet i den normale integration af bevidsthed, hukommelse, identitet, følelser, perception, kropsrepræsentation, motorisk kontrol og adfærd.”1 Desuden anfører DSM-5, at “dissociative symptomer potentielt kan forstyrre alle områder af psykologisk funktion. “1 På trods af denne definition er der stadig ikke enighed om mange aspekter af dissociation, såsom konceptualisering, fortolkning og kategorisering, af dissociative oplevelser og symptomer.2-4
Eksistensen af forskellige former for dissociative oplevelser er blevet foreslået fra normale dissociative oplevelser, såsom absorptions-/forestillingssymptomer, til patologiske dissociative oplevelser, såsom depersonaliserings-/realiseringsfænomener og dissociativ amnesi.3-5 Endvidere er det blevet foreslået at skelne mellem dissociative patologiske fænomener i følgende to hovedkategorier med forskellige definitioner, mekanismer og behandlingsmæssige implikationer: løsrivelse og kompartmentalisering.5,6 Afkobling defineres ved den subjektive oplevelse af “en ændret bevidsthedstilstand, der er karakteriseret ved en følelse af adskillelse (eller løsrivelse) fra visse aspekter af hverdagsoplevelsen, hvad enten det drejer sig om kroppen (som i ud-af-kroppen-oplevelser), følelsen af selvet (som i depersonalisering) eller den ydre verden (som i derealisering). “5 Kompartmentalisering er karakteriseret ved en delvis eller fuldstændig fiasko: “i evnen til bevidst at kontrollere processer eller handlinger, der normalt ville være tilgængelige for en sådan kontrol”.5 Denne definition henviser til “tilstande, der er karakteriseret ved en manglende evne til at bringe normalt tilgængelige oplysninger ind i bevidstheden (f.eks. dissociativ amnesi), hvilket også kan betragtes som et kontrolproblem”.5
Dissociative Experiences Scale (DES)7 er et af de mest almindelige instrumenter, der anvendes til at undersøge forskellige former for dissociative symptomer i både kliniske og ikke-kliniske prøver.8 Den består af 28 elementer, der vurderer hyppigheden og sværhedsgraden af en bred vifte af dissociative oplevelser ved hjælp af en visuel analog skala med 11 punkter (0%-100%).
Men selv om DES viste fremragende konvergent validitet med andre spørgeskemaer om dissociative oplevelser og fremragende prædiktiv validitet med dissociative lidelser8 , har faktoranalyser påvist modstridende resultater. Selv om en tre-faktorstruktur (dvs. absorption, amnesi og depersonaliserings-derealiseringsdimensioner) er blevet konsekvent dokumenteret,9-12 har andre undersøgelser også rapporteret om en-faktor,13-15 to-faktor,16-18 fire-faktor,19-22 og syv-faktor-modeller.23
Og selv om den italienske version af DES er meget anvendt, har ingen undersøgelse så vidt vides undersøgt løsrivelses- og kompartmentaliseringsdimensionerne i DES i et stort udsnit af psykiatriske og ikke-psykiatriske personer. Fabbri et al,15 der sammenlignede tilpasningen af en-faktor-, to-faktor- og tre-faktor-modellerne hos 364 ikke-psykiatriske voksne, rapporterede en bedre tilpasning for en-faktor-modellen. Mazzotti og Cirrincione har også rapporteret en en-faktor-løsning hos 330 italienske bachelorstuderende.13 For nylig opnåede Garofalo et al17 en to-faktor-model i en stikprøve bestående af 122 indsatte og 198 deltagere fra samfundet. Selv om forfatterne foreslog, at disse to faktorer kan afspejle løsrivelses- og opdelingsfænomenerne, blev DES-emnerne ikke kategoriseret i løsrivelses- og opdelingsdissociative oplevelser.
Derfor var formålene med denne undersøgelse at undersøge 1) DES’s evne til at fange løsrivelses- og opdelingsdissociative oplevelser, 2) generaliserbarheden af den faktorielle løsning på tværs af en stor prøve af psykiatriske og ikke-psykiatriske emner, og 3) de psykometriske egenskaber af den italienske version af DES.
Deltagere og metoder
Deltagere
Deltagerne var 780 italienske patienter, der blev henvist til behandling af psykiatriske lidelser (546 kvinder og 222 mænd; gennemsnitsalder: 39,2 ± 13,91 år) og 2.303 forsøgspersoner indskrevet i ikke-psykiatriske omgivelser (1.857 kvinder og 546 mænd; gennemsnitsalder: 30,3 ± 14,17 år). Den psykiatriske prøve omfattede 1) 212 ambulante patienter fra seks offentlige centre for mental sundhed i Rom, Italien, og 2) 568 indlagte patienter fra en klinik for mental sundhedspleje i Vicenza, Italien. Patienterne blev henvist til centrene efter hinanden i ikke-akutte situationer mellem 2007 og 2010. Patienternes svarprocent var 98,7 %.
Den ikke-psykiatriske stikprøve blev opnået ved at administrere DES til 1) bachelorstuderende (N=1 358) indskrevet på psykologskolen, Chieti Universitet, Italien; 2) en fortløbende stikprøve af voksne selvhenvist til et dermatologisk ambulatorium i Rom, Italien (N=491; svarprocent, 88.8 %); 3) kvinder, der blev set på ambulante gynækologiske sundhedscentre i Rom, Italien (N=145; svarprocent, 72,5 %); 4) kræftpatienter og deres pårørende, der deltog i kemoterapibehandling på et klinisk kræftcenter i Rom (N=122 og N=145; svarprocent, henholdsvis 91,8 % og 96,7 %); og 5) ansatte i et flyselskab (N=42; svarprocent, 72,4 %). For den ikke-psykiatriske stikprøve valgte vi at indsamle data fra forskellige indstillinger for at undgå prøvetagningsbias (dvs. fokus på en bestemt gruppe, f.eks. bachelorstuderende).
Inklusionskriterier var alder ≥18 år og italiensk talende. Eksklusionskriterier var manglende evne til at gennemføre vurderingen af en eller anden grund (dvs. utilstrækkelig tid/vilje) og/eller afvisning af at give informeret samtykke. Deltagerne i undersøgelsen bidrog frivilligt og anonymt efter at have givet informeret samtykke. Der blev ikke ydet nogen kompensation for at gennemføre vurderingerne. Der blev indhentet skriftligt informeret samtykke fra alle deltagere efter at have givet fuldstændige oplysninger om formålet med undersøgelsen. Dataindsamlingen blev udført på hvert sted i henhold til de retningslinjer, der er godkendt af den respektive medicinske etiske komité for at garantere anonymitet og privatlivets fred, idet der blev anvendt unikke kodede identifikatorer. Undersøgelsen blev godkendt af de etiske komitéer på Sapienza-universitetet og det europæiske universitet i Rom.
Procedure
Alle deltagere fik de italienske versioner af DES13 og en tjekliste, der vurderede demografiske (dvs. køn og alder) og kliniske karakteristika (dvs. patientrapporteret tilstand og tid gået siden diagnose/symptomer). Psykiatriske patienter blev diagnosticeret ved hjælp af det strukturerede kliniske interview for DSM-IV Axis I- og Axis II-forstyrrelser (SCID-I og SCID-II).24,25 Kun i denne gruppe blev SCID-D kun anvendt, når DES-score var >25. Demografiske og kliniske data for den psykiatriske og ikke-psykiatriske prøve er anført i tabel 1.26
 |
Tabel 1 Demografiske og kliniske data for den psykiatriske og ikke-psykiatriske prøve |
DES er en 28-item, selvadministreret opgørelse til måling af hyppigheden af dissociative oplevelser.7 For at besvare DES-spørgsmålene angiver forsøgspersonerne den procentdel af tiden (angivet i 10 % intervaller fra 0 til 100), hvor de havde den beskrevne oplevelse.
Den italienske version af DES,13 som blev oversat i 1996 for første gang,15 blev anvendt i denne undersøgelse. Der blev rapporteret om gode psykometriske egenskaber i den italienske validering, såsom god intern konsistens (Cronbachs α =0,90).13
DES-elementerne menes at afspejle tre dissociative oplevelser: 1) absorptionserfaringer (“Nogle mennesker oplever, at når de ser tv eller en film, bliver de så opslugt af historien, at de ikke er opmærksomme på andre begivenheder, der sker omkring dem” ); 2) amnesioplevelser (“Nogle mennesker oplever, at de ikke har nogen hukommelse for nogle vigtige begivenheder i deres liv” ); og 3) depersonaliserings-derealiseringsoplevelser (“Nogle mennesker har oplevelsen af at føle, at deres krop ikke synes at tilhøre dem” ).
En delmængde af otte items i DES, den såkaldte DES-T, anses for at være særligt følsom til at identificere patologisk dissociation.27 Den samlede DES-T score beregnes ved at beregne gennemsnittet af item 3, 5, 7, 8, 12, 13, 22 og 27 i DES (“Nogle mennesker har oplevelsen af at finde sig selv et sted og har ingen idé om, hvordan de er kommet dertil” ). En cutoff-score på 15 er almindeligt anvendt til at identificere patienter med patologisk dissociation.28,29
DES-items klassificering af eksperter
Ekspertvurderingsmetoden indsamler udtalelser fra en gruppe på 20 eksperter med det formål at producere et præcist, uvildigt skøn. Alle eksperter blev udvalgt på grund af deres ekspertise med dissociative patienter, dvs. >20 års klinisk arbejde med dissociative patienter i deres curriculum vitae. En detaljeret e-mail med det centrale formål med undersøgelsen (dvs. DES’s evne til at fange løsrivelse og kompartmentalisering af dissociative oplevelser) blev sendt af seniorforfatteren (BF) til 25 eksperter inden for dissociative lidelser. To af dem nægtede at deltage, og tre af dem svarede ikke.
Ekspertvurderingsmetoden er en struktureret teknik, der involverer en procedure i flere trin: 1) tilvejebringelse af en skriftlig definition af kompartmentalisering og løsrivelse i overensstemmelse med Holmes et al. og en svarformular;5 2) vurdering af 20 ledende psykiatriske eksperter individuelt DES-emnerne og kategorisering af hver af dem som følger: “C” for kompartmentalisering, “D” for løsrivelse og “NC” for manglende overensstemmelse med enten C eller D; og 3) endelig indsamling og analyser af eksperternes personlige vurdering.
Statistisk analyse
Frekvensfordelingen af svarene på de enkelte DES-items blev undersøgt for skævhed og kurtose. Reliabiliteten med hensyn til den interne konsistens af DES-dimensionerne blev undersøgt ved at beregne Cronbachs α.
Der blev foretaget en konfirmatorisk faktoranalyse (CFA), en tre-faktor-model i henhold til ekspertvurderingen. Især blev denne model undersøgt i en stor stikprøve af psykiatriske og ikke-psykiatriske personer.
Den vægtede mindste kvadraters middelværdi og variansjusterede (WLS-MV) metode til estimering af parametre i en skæv fordeling (inkluderet i MPLUS 7.11 software) blev anvendt til at udføre CFA.30 WLS-MV giver “vægtede mindste kvadratparameterestimater ved hjælp af en diagonal vægtmatrix med standardfejl og middelværdi- og variansjusteret chi-square-teststatistik, der anvender en fuld vægtmatrix. “30 Faktorløsninger blev evalueret ved hjælp af goodness-of-fit-indeks, der er tilgængelige i MPLUS. Værdier <0,08 for standardiseret root-mean-squared residual og <0,05 for root-mean square error approximation (RMSEA) anses for at være passende.31 Tre forskellige sæt CFA’er blev udført på alle stikprøver (total, psykiatrisk stikprøve og ikke-psykiatrisk stikprøve).
Uafhængige (uparrede) t-tests på stikprøver blev anvendt til at analysere forskellene mellem grupperne. Spearmans rho-koefficienter blev rapporteret som mål for sammenhænge mellem DES-T- og DES-faktorers spørgeskemaer.
Alle statistiske analyser blev udført ved hjælp af STATA, version 11.0 (StataCorp LP, College Station, TX, USA) og MPLUS 6.11-software.
Resultater
Foreløbige beskrivende analyser og klassificering af DES-emner
Alle DES-emnerne viste en meget nonnormal fordeling med skævhed fra 0,05 til 5,08 (2,07 ± 6,79) og kurtose fra -0,70 til 30,18 (5,22 ± 6,79). Dette fænomen optrådte i begge stikprøver, men var særlig relevant i den ikke-psykiatriske stikprøve, hvor itemfordelingen viste større positiv skævhed. I overensstemmelse hermed opnåede ikke-psykiatriske forsøgspersoner statistisk signifikant lavere scorer for alle punkter undtagen tre (punkt 15, 18 og 24).
Klassificering af DES-punkter og procentdel af eksperternes enighed er anført i tabel 2. For kompartmentaliseringsdissociative oplevelser blev der rapporteret en procentdel af enighed ≥85 for ni DES-emner (f.eks. “Fandt nye ting blandt ejendele, men husker ikke at huske at købe dem”). For løsrivelsesdissociative oplevelser blev der rapporteret en procentdel af enighed ≥85 for syv DES-emner (f.eks. “Følte, at kroppen ikke var ens egen”).
 |
Tabel 2 Resultater fra 20 eksperters klassificering af DES-emner |
CFA
Som det fremgår af tabel 3, kan trefaktorløsningen understøttes ud fra pasningsindeks i alle de betragtede stikprøver (total, psykiatriske patienter og ikke-psykiatriske personer). RMSEA og standardiseret root-mean-squared residual viste fremragende tilpasning og lå langt over den foreslåede grænseværdi på henholdsvis 0,06 og 0,08, mens komparativt tilpasningsindeks (CFI) og Tucker-Lewis-indeks (TLI) kun viste en marginal tilpasning. Et muligt svar stammer fra det, der for nylig blev skitseret af David Kenny32 , som bemærkede, at TLI- og CFI-værdierne hænger sammen med den gennemsnitlige størrelse af korrelationerne i dataene (f.eks. vil TLI ikke være særlig høj, når den gennemsnitlige korrelation mellem variablerne ikke er høj). Han bemærkede også, at “en rimelig tommelfingerregel er at undersøge RMSEA for nulmodellen og sikre sig, at den ikke er mindre end 0,158″. Hvis RMSEA for nulmodellen er mindre end 0,158, er et inkrementelt mål for tilpasning måske ikke så informativt”.32
 |
Tabel 3 Pasningsindeks for trefaktorløsningen |
I de stikprøver og delprøver, der er behandlet i tabel 3, varierede RMSEA for nulmodellen fra 0,08 til 0,10, med et gennemsnit på 0,09. I henhold til Kennys forslag skal TLI- og CFI-resultaterne derefter betragtes med forsigtighed, da de i væsentlig grad ikke er informative om modellens tilpasning.
Factor loadings’ estimater for elementerne i de forskellige stikprøver er rapporteret i tabel 4. Den første for den første faktorskala (som vi kaldte “ikke-patologisk absorption”) omfattede emnerne 1, 2, 10 og 14-26; den anden faktorskala (kompartmentalisering) omfattede emnerne 3-6, 8 og 9; den tredje faktorskala (løsrivelse) omfattede emnerne 7, 11-13, 27 og 28.
 |
Tabel 4 Faktorbelastninger af de tre faktorløsninger og korrelationer mellem målinger |
Faktorreliabilitet
Udregnet ved hjælp af Cronbach’s α var reliabiliteten for den ikke-patologiske absorptionsfaktor 0,90. Reliabiliteten for faktoren “kompartmentalisering” var 0,74. Endelig var pålideligheden for faktoren “løsrivelse” 0,84. De item-total korrigerede korrelationskoefficienter varierede fra 0,67 til 0,80.
Tabel 5 viser DES-totalscoren og scoren for compartmentalization, detachment og nonpathological DES-underskalaerne sammen med gennemsnit og SD i hver kategori. Sammenlignet med ikke-psykiatriske forsøgspersoner rapporterede psykiatriske patienter højere kompartmentalisering (11.02±14.26 vs 6.58±9.03; t1,003.08=8.15, P<0.001), detachment (17.48±19.78 vs 7.46±12.40; t998.5=13.32, P<0.001), og absorption dissociative oplevelser (24.35±18.16 vs 20.34±14.78; t1,153.56=5.58, P<0.001). Desuden rapporterede patienter med dissociative lidelser højere kompartmentalisering (19.17±13.30 vs 9.08±13.16; t506=4.07, P<0.001), løsrivelse (34.58±24.43 vs 12.80±16.19; t30.62=4.82, P<0.001) og absorption dissociative oplevelser (35.65±24.43 vs 19.81±15.61; t506=5.42, P<0.001) end patienter med andre Axis I-forstyrrelser. Endelig rapporterede patienter med borderline personlighedsforstyrrelse højere kompartmentalisering (15.93±16.84 vs 10.54±13.19; t269.98=2.96, P<0.01), løsrivelse (27.63±22.99 vs 18.94±20.11; t265.22=3.32, P<0.001) og absorption dissociative oplevelser (35.47±21.04 vs 25.66±17.41; t268.93=4.21, P<0.001), og absorption dissociative oplevelser (35.47±21.04 vs 25.66±17.41; t268.93=4.21, P<0.001) end patienter med andre personlighedsforstyrrelser.
 |
Tabel 5 Deskriptiv statistik for psykiatriske og ikke-psykiatriske forsøgspersoner |
Korrelationerne (Spearmans rho) mellem DES-T-score og løsrivelse og kompartmentalisering var henholdsvis 0,86 (P<0,001) og 0,70 (P<0,001). Korrelationerne (Spearman’s rho) mellem DES-total score og løsrivelse og kompartmentalisering var henholdsvis 0,74 (P<0,001) og 0,73 (P<0,001). Andre korrelationer er rapporteret i tabel 4.
Diskussion
Vores resultater var i overensstemmelse med tidligere data9-12 og understøttede DES’s tre-faktorstruktur i både kliniske og ikke-kliniske prøver. Desuden viste vores resultater, at to af disse DES-faktorer på passende vis afspejlede løsrivelses- og kompartmentaliseringsdissociative oplevelser. I vores undersøgelse overlapper faktoranalyseresultaterne med dem fra ekspertklassificeringsproceduren: seks af ni elementer (elementer 3, 4, 5, 6, 8 og 9; f.eks. “Fandt nye ting blandt ejendele, men husker ikke at have købt dem”) for kompartmentaliseringsfaktoren og fem af syv elementer (elementer 7, 11, 12, 13 og 28; f.eks. “Følte og betragtede sig selv, som om man så på en anden person”) for løsrivelsesfaktoren. Desuden er tolv elementer med en procentdel af eksperternes enighed <85 også blevet fanget af CFA som ikke-patologisk absorption.
Faktoranalyser og ekspertklassificering er i overensstemmelse med nyere teoretiske tilgange og tidligere forslag om, at dissociativ oplevelse kan opdeles i patologiske og ikke-patologiske oplevelser, og at patologisk dissociation kan klassificeres i løsrivelses- og kompartmentaliseringssymptomer.5,6 Desuden er der positiv korrelation mellem patologisk dissociation som målt ved DES-T, uanset psykiatrisk diagnose, og dimensioner af løsrivelse og kompartmentalisering.
Konsistent med tidligere data,5,8,33,34 i vores patientprøve viste DES-kompartmentalisering og DES-detachment gennemsnitsscorer forskelle mellem diagnosegrupper. For eksempel i overensstemmelse med Zanarini et al,34 patienter med borderline personlighedsforstyrrelse rapporterede højere dissociative oplevelser (både patologiske og ikke-patologiske symptomer) end patienter med andre personlighedsforstyrrelser. Endvidere viste vores resultater i overensstemmelse med tidligere data8 , at selv om dissociative oplevelser er bredt repræsenteret i alle diagnostiske kategorier, er de højere hos patienter med dissociative lidelser. Alle disse resultater får os til at betragte DES som et nyttigt klinisk værktøj til at skelne mellem de forskellige former for dissociation.
De to former kan optræde sammen, men det er muligt, at deres patogene mekanisme kan være forskellig, selv om de overlapper og/eller er sammenflettede.5,35-37 Desuden kræver forskellige former for dissociative problemer, som anført af Brown6 , forskellige typer behandling, og den “one-size-fits-all”-tilgang, som den unitære model for dissociation indebærer, kan være klinisk misvisende. Adskillelsessymptomer har normalt gavn af grounding-teknikker, modulering af arousal og forebyggelse af adskillelsesudløsere;5,38 samtidig kræver kompartmentaliseringsfænomener mere kompleks behandling baseret på integration af funktioner og indhold (dvs. dele af personligheder, kropsrepræsentation og kontrol).38,39
Der er nogle begrænsninger i generaliseringen af resultaterne. For det første blev der ikke anvendt andre spørgeskemaer om dissociative oplevelser. For det andet blev test-retest stabilitet ikke undersøgt. For det tredje blev der ikke foretaget psykiatrisk vurdering af ikke-psykiatrisk prøve. Endelig var ekspertudtalelserne formet på forhånd, og dette kan have påvirket deres kategorisering. På den anden side er dette, så vidt vi ved, den første undersøgelse, der undersøger faktorstrukturen af DES i både store psykiatriske og ikke-psykiatriske prøver, idet der tages hensyn til kompartmentalisering og detachment dissociative oplevelser.
Slutning
Vores resultater viste, at DES kunne være et gyldigt værktøj for klinikere til at vurdere hyppigheden af flere typer af dissociative oplevelser, såsom ikke-patologisk dissociation og patologiske dissociationer, såsom detachment og kompartmentalisering i både kliniske og ikke-kliniske indstillinger. Det giver klinikere yderligere oplysninger om dissociative oplevelser samt vigtige behandlingsindikatorer.
Oplysning
Forfatterne rapporterer ingen interessekonflikter i dette arbejde.
|
American Psychiatric Association. Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders – DSM-5. 5th ed. Arlington, TX: American Psychiatric Publishing; 2013. |
|||
|
Cardena E, Bowman ES. Definition af (strukturel) dissociation: en debat. J Trauma Dissociation. 2011;12(4):413-415. |
|||
|
Spiegel D, Loewenstein RJ, Lewis-Fernandez R, et al. Dissociative lidelser i DSM-5. Depress Anxiety. 2011;28(12):E17-E45. |
|||
|
Nijenhuis ER, Van der Hart O. Dissociation i forbindelse med traumer: en ny definition og sammenligning med tidligere formuleringer. J Trauma Dissociation. 2011;12(4):416-445. |
|||
|
Holmes EA, Brown RJ, Mansell W, et al. Er der to kvalitativt forskellige former for dissociation? En gennemgang og nogle kliniske implikationer. Clin Psychol Rev. 2005;25(1):1-23. |
|||
|
Brown RJ. Forskellige typer af “dissociation” har forskellige psykologiske mekanismer. J Trauma Dissociation. 2006;7(4):7-28. |
|||
|
Bernstein EM, Putnam FW. Udvikling, pålidelighed og validitet af en dissociationsskala. 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. Validitet af Dissociative Experiences Scale i screening for multipel personlighedsforstyrrelse: en multicenterundersøgelse. Am J Psychiatry. 1993;150(7):1030-1036. |
|||
|
Ross CA, Joshi S, Currie R. Dissociative oplevelser i den almindelige befolkning: en faktoranalyse. Hosp Community Psychiatry. 1991;42(3):297-301. |
|||
|
Ruiz MA, Poythress NG, Lilienfeld SO, Douglas KS. Faktorstruktur og korrelater af skalaen for dissociative oplevelser i en stor forbryderprøve. Vurdering. 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. Vurdering. 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. Italiensk. |
|||
|
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. Italiensk. |
|||
|
Larøi F, Billieux J, Defeldre AC, Ceschi G, Van der Linden M. Factorial structure and psychometric properties of the French adaptation of the Dissociative Experiences Scale (DES) in non-clinical participants. 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 Behav Assess. 2013;35(3):394-403. |
|||
|
Espirito Santo H, Abreu JL. Portugisisk validering af Dissociative Experiences Scale (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. En hovedkomponentanalyse af Dissociative Experiences Scale i en stofmisbrugspopulation. J Clin Psychol. 1994;50(6):936-940. |
|||
|
Ray WJ, Faith M. Dissociative oplevelser i en population i college-alderen: opfølgning med 1190 personer. Pers Indiv Differ. 1995;18(2):223-230. |
|||
|
Ray WJ, June K, Turaj K, Lundy R. Dissociative erfaringer i en college-aldersgruppe: en faktoranalytisk undersøgelse af to dissociationsskalaer. 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). 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, (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. Typer af dissociation og dissociative typer: en taxometrisk analyse af dissociative oplevelser. 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. Sjette udgave. Los Angeles, CA; 2010. |
|||
|
Kline RB. Principper og praksis for strukturel ligningsmodellering. 2nd Edition ed. New York: The Guilford Press; 2005. |
|||
|
David A Kenny. Measuring Model Fit. . 2015. Tilgængelig fra: http://davidakenny.net/cm/fit.htm. Tilgået 27. april 2016. |
|||
|
Simeon D, Knutselska M, Nelson D, Guralnik O, Schmeidler J. Undersøgelse af det patologiske dissociationstaxon i depersonaliseringsforstyrrelse. J Nerv Ment Dis. 2003;191(11):738-744. |
|||
|
Zanarini MC, Ruser TF, Frankenburg FR, Hennen J, Gunderson JG. Risikofaktorer forbundet med dissociative oplevelser hos borderline-patienter. J Nerv Ment Dis. 2000;188(1):26-30. |
|||
|
Farina B, Liotti G. Findes der en dissociativ psykopatologisk dimension? En gennemgang af dissociative processer og symptomer i udviklingsmæssige traumespektrumforstyrrelser. Clin Neuropsychiatry. 2013;10(1):11-18. |
|||
|
Schore AN. Tilknytningstraumer og udvikling af højre hjernehalvdel: oprindelse af patologisk dissociation. I: Dell P, O’Neil JA, eds. Dissociation og dissociative forstyrrelser: 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 and the Body. 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, London: Norton; 2006. |