De in de DSM-5-TR beschreven somatisch-symptoomstoornis (SSS) en verwante stoornissen worden gekenmerkt door de prominente aanwezigheid van lichamelijke klachten die gepaard gaan met een klinisch significante lijdensdruk en beperkingen in het functioneren.1 De gevolgen van SSS voor welbevinden en functioneren van zowel de patiënt als diens naasten maken deze stoornis tot een groot probleem.

Behandeling van SSS is veelal gericht op kwaliteit van leven en functionele beperkingen en daarmee gepaard gaande gedachten, emoties en gedragingen.2 Er bestaat een subgroep van patiënten met ernstige en therapieresistente SSS en verwante stoornissen met complexe problemen (hier afgekort als complexe SSS). Deze groep heeft vaak al vijf tot tien behandelingen gehad en bij de helft is sprake van psychiatrische comorbiditeit.3 Onderzoek gericht op de multidisciplinaire behandeling waaronder psychotherapie van ernstige somatoforme stoornis (een gedeeltelijk met complexe SSS overlappende diagnose uit de DSM-IV) laat verbeteringen zien van kleine tot matige grootte, zowel op de korte als lange termijn.4,5

Bij de behandeling voor complexe SSS neemt acceptance and commitment therapy (ACT) een belangrijke plaats in. Deze transdiagnostische behandelmethode wordt gezien als derde generatie cognitieve gedragstherapie, met evidentie dat het een succesvolle behandeling betreft voor een brede groep van psychische en gedragsstoornissen.6 Ook zijn er aanwijzingen dat ACT voor patiënten met therapieresistente stoornissen effectief zou kunnen zijn.7

De theoretische basis van ACT is de relational frame theory, met als belangrijkste concept psychologische flexibiliteit.8,9 De elementen acceptatie, defusie, mindfulness, zelf als context, waarden en toegewijde actie zijn met elkaar samenhangende processen die gezamenlijk bijdragen aan het bevorderen van psychologische flexibiliteit. ACT wordt beschouwd als een belangrijke pijler in de behandeling van patiënten met chronische lichamelijke symptomen (zoals pijn).10,11

De tegenhanger van psychologische flexibiliteit wordt wel experiëntiële vermijding of ervaringsgerichte vermijding genoemd.12 In dit artikel gebruiken we de term ‘ervaringsgerichte acceptatie’, of kortweg acceptatie, om te verwijzen naar het overkoepelende construct dat in de relational frame theory wordt beschreven. Ervaringsgerichte acceptatie is het proces of de vaardigheid die men in ACT wil bevorderen.

Door bij een behandeling van complexe SSS mede in te zetten op een toename van ervaringsgerichte acceptatie (en een afname van experiëntiële vermijding) verwachten we dat de psychologische flexibiliteit wordt verhoogd, waardoor de lijdensdruk en beperkingen in het functioneren verminderen. Bij mensen met een lichamelijke beperking is al aangetoond dat ACT inderdaad een toegenomen psychologische flexibiliteit tot gevolg heeft met hiermee samenhangende verbeteringen in mentaal functioneren.13 Het is echter niet vastgesteld of ervaringsgerichte acceptatie ook een rol speelt bij verbeteringen in de kwaliteit van leven bij behandeling van patiënten met complexe SSS.

Binnen Altrecht Psychosomatiek Eikenboom te Zeist geven we mede op ACT gebaseerde behandelingen voor complexe SSS. Wij verrichtten een observationeel longitudinaal onderzoek om inzicht te krijgen in de mogelijke rol van acceptatie bij verbetering van kwaliteit van leven gedurende en na een behandeling. In dit onderzoek keken we specifiek naar de mentale gezondheid en de algemene gezondheidsbeleving omdat deze aspecten het meest aansluiten bij de doelstellingen van de behandeling. Exploratief keken we ook naar het fysiek functioneren, omdat dit zou kunnen verbeteren als de acceptatie en de mentale gezondheid verbeteren.

Ons observationele onderzoek zonder controlegroep is niet gericht op het aantonen van een behandeleffect. De vraagstelling is of er samenhang bestaat tussen een toename van acceptatie en verbeteringen in de genoemde drie aspecten van kwaliteit van leven gedurende en na behandeling. We verwachten dat toename in acceptatie gelijk opgaat met verbetering van kwaliteit van leven.

Methode

Deelnemers

De deelnemers werden geworven onder patiënten die na een intakeprocedure een indicatie kregen voor behandeling in de periode januari 2020-november 2021 bij Altrecht Psychosomatiek Eikenboom. In dit (hoog)specialistische ggz-centrum bieden we multidisciplinaire klinische, deeltijd- en poliklinische behandeling voor complexe SSS, waarbij geen of onvoldoende herstel in reactie op eerdere behandeling in de eerste of tweede lijn was opgetreden.

Het eerste inclusiecriterium was de aanwezigheid van SSS of conversiestoornis (functioneel-neurologisch-symptoomstoornis) volgens de DSM-5-TR, met complexe problemen en/of somatische of psychiatrische comorbiditeit. De diagnose werd gesteld op basis van dossieranalyse, (behandel)voorgeschiedenis en intake, onder regie van een klinisch psycholoog of psychiater.

Het tweede inclusiecriterium was dat er voorafgaand aan of relatief kort na aanvang van de behandeling een eerste Zorg Evaluatie Vragenlijst (ZEV) ingevuld was; ZEV-metingen zijn online(-ROM-)vragenlijsten die patiënten van Altrecht Psychosomatiek Eikenboom gedurende hun behandeling om de 12 weken invullen.

Exclusiecriteria waren: het niet instemmen met het gebruik van gegevens voor onderzoek, het kort na aanvang van het onderzoek stoppen met de behandeling, of niet of onvoldoende invullen van de ZEV-vragenlijsten gedurende en na de behandeling.

Procedure

Het onderzoeksprotocol werd goedgekeurd door de Commissie Wetenschappelijk Onderzoek van Altrecht (CWO-nr. 2010). Patiënten die voldeden aan de inclusiecriteria en deel wilden nemen aan het onderzoek ondertekenden een formulier voor informed consent. Daarmee stemden zij in met anoniem gebruik van hun gegevens en gaven zij toestemming zes maanden na het afronden van hun behandeling bij Altrecht Psychosomatiek Eikenboom nogmaals benaderd te mogen worden voor het invullen van een extra follow-upmeting. Elke deelnemer werd voorafgaand aan en gedurende de behandelperiode om de 12 weken via e-mail gevraagd om online de ZEV-vragenlijsten in te vullen, evenals een extra follow-upafname na 6 maanden. Voor het huidige onderzoek werd voor elke deelnemer de meting geselecteerd die was ingevuld rond aanvang van de behandeling (T1), rond het laatste behandelcontact (T2) en rond zes maanden follow-up na behandeling (T3).

Behandeling

Het behandeluitgangspunt bestond uit een integratie van lichaam en geest, met een op het individu afgestemd aanbod, gericht op ACT en lichaamsgerichte mentalisatiebevorderende therapie (L-MBT),14,15 met aandacht voor de context van het sociale systeem. Veelal betrof het multidisciplinaire (groeps)behandelingen, waarin non-verbale en verbale therapieën elkaar afwisselden en de interactie tussen patiënten een belangrijke plaats innam. Groepsbehandeling bestond in het algemeen uit groepspsychotherapie, kunstzinnige therapie, psychomotore therapie, psycho-educatie en milieutherapie. Individuele behandelingen bestonden voornamelijk uit fysiotherapie en psychotherapie.

De indicatie voor het te volgen aanbod werd in de intakeprocedure bepaald, onder andere afhankelijk van ernst, mate van belastbaarheid, leeftijd en reisafstand tot Zeist. Trajecten konden bestaan uit:

– een 4-daags klinisch aanbod van 20 weken met een tweedaags nazorgprogramma van 20 weken (kliniek 1);

– een 5-daags klinisch aanbod van 18 weken met een poliklinisch nazorgtraject van 8 weken (kliniek 2);

– een 3-daags deeltijdprogramma van 6 maanden;

– een 2-daags L-MBT-programma van 6 maanden;

– een 1-daags jongvolwassenenprogramma (JOVO) gedurende 6 maanden;

– een poliklinische behandeling waarbij inhoud en duur konden variëren.

Meetinstrumenten

(Ervaringsgerichte) acceptatie

Voor het meten van ervaringsgerichte acceptatie (de tegenpool van experiëntiële vermijding) gebruikten we de Nederlandse versie van de Acceptance and Action Questionnaire,12 de AAQ-II-NL.16 Deze vragenlijst bestaat uit 10 items waarbij de participant op 7-puntslikertschalen met de antwoordmogelijkheden 1 (nooit waar) tot en met 7 (altijd waar) kan aangeven in hoeverre de uitspraak van toepassing is. Een hoge score reflecteert een hoog niveau van ervaringsgerichte acceptatie. De betrouwbaarheid en de validiteit van de AAQ-II-NL zijn adequaat en vergelijkbaar met de Engelstalige versie.13

Kwaliteit van leven

Voor het meten van kwaliteit van leven gebruikten we de Nederlandse versie van de RAND-36,17 die grote overeenkomsten heeft met de SF-36.18 Bij deze vragenlijst kan er bij 36 uitspraken aangeven worden in hoeverre deze van toepassing is. De RAND-36 heeft 9 schalen; het huidige onderzoek beperkte zich tot de schalen fysiek functioneren (10 items; scorebereik 10-30), mentale gezondheid (5 items; scorebereik 5-30) en algemene gezondheidsbeleving (5 items; scorebereik 5-25). De RAND-36 is een betrouwbare, valide en gevoelige maat voor het meten van ervaren gezondheid of gezondheidsgerelateerde kwaliteit van leven.17

Opzet en data-analyse

Ons onderzoek betrof een observationeel longitudinaal pre-post-follow-upbehandelonderzoek. We analyseerden de data met SPSS (versie 28.0). De overalleffecten voor veranderingen over de drie herhaalde metingen in acceptatie, fysiek functioneren, mentale gezondheid en algemene gezondheidsbeleving werden getoetst met variantieanalyse voor herhaalde metingen met correctie volgens Greenhouse-Geisser. We namen een normaalverdeling van de responsvariabelen (gezien de kleine steekproef) aan indien de scheefheid (skewness) gedeeld door de standaardfout van de scheefheid kleiner was dan 1,96. De overschrijdingskans (alfa) was 0,05, en partial eta squared (ηp2) werd gebruikt als effectmaat (0,01-0,06: klein effect; 0,06-0,14: matig effect; >0,14: groot effect).

Poweranalyse gebaseerd op de RAND-36-scores van ongepubliceerd observationeel pilotonderzoek bij andere patiënten uit dezelfde populatie gaf aan dat er minimaal 28 participanten nodig waren voor een power (1-β) van 0,80 en een middelgroot effect (d = 0,25) bij 3 herhaalde metingen met een correlatie tussen de herhaalde metingen van 0,50. Bij een significant overall­effect toetsten we post hoc met gepaarde t-toetsen met een voor kanskapitalisatie gecorrigeerde alfa van 0,01.

We bepaalden de samenhang tussen gelijktijdige en direct in de tijd opvolgende veranderingen (T1-T2 en T2-T3) in aan de ene kant acceptatie en aan de andere kant fysiek functioneren, mentale gezondheid en algemene gezondheidsbeleving, met lineaire regressieanalyses aangepast voor de baselinescore (T1 of T2). De aldus gecorrigeerde samenhang leverde gestandaardiseerde partiële bèta-coëfficiënten op, waarvan de grootte van het effect te interpreteren viel als correlatiecoëfficiënt (0,10-0,30: klein; 0,30-0,50: matig; >0,50: groot). De aanname van een normaalverdeling van de residuen controleerden we met inspectie van de histogrammen en de P-P-plots van de residuen. De regressiecoëfficiënten toetsten we op significantie met een voor kanskapitalisatie gecorrigeerde alfa van 0,01, waarbij we een alfa van 0,05 beschouwden als een trend.

Resultaten

Kenmerken van de deelnemers

We benaderden 78 patiënten voor deelname aan dit onderzoek, met een gemiddelde leeftijd van 43,4 jaar (SD: 13,7), van wie 69% vrouw. Van de benaderde patiënten wilden er 13 niet deelnemen om uiteenlopende redenen en was één patiënt niet bereikbaar. Gedurende het onderzoek vielen 19 deelnemers af omdat zij vroegtijdig hun behandeling staakten en 4 omdat zij geen beschikbare vervolg-ZEV-metingen hadden. De uiteindelijke steekproef bestond hierdoor uit 41 patiënten. De gemiddelde leeftijd was 45,4 jaar (SD: 14,4) en 71% was vrouw. In tabel 1 staan hoofd- en comorbide diagnoses beschreven van de uiteindelijke deelnemers. De verdeling van de onderzoeksdeelnemers over de verschillende behandeltrajecten staat weergegeven in tabel 2.

Tabel 1. DSM-5-TR-diagnoses van de uiteindelijke deelnemers (n = 41)

Tabel 2. Behandeltrajecten* van de uiteindelijke deelnemers (n = 41)

*De behandeltrajecten staan beschreven in de methodesectie.

Duur behandeling, meetintervallen en normaalverdelingen

Zie tabel 2 voor de duur van het intensieve therapieonderdeel per behandeltraject. Het totaalaantal ontvangen uren therapie verschilde per traject en per patiënt, afhankelijk van de belastbaarheid. De totale behandeling (inclusief voor- en natraject) duurde gemiddeld 465 dagen (SD: 313). Het gemiddelde interval tussen het moment van de geselecteerde ZEV-meting en T1, T2 en T3 was respectievelijk 31 (SD: 49), 43 (SD: 71) en 48 (SD: 35) dagen. Voor alle 41 patiënten konden we een ZEV-meting toewijzen aan zowel T1, T2 als T3 (er waren hierdoor geen ontbrekende waarden). De scheefheid gedeeld door de standaardfout van de scheefheid was voor alle maten en meetmomenten < 1,96.

Acceptatie

Tabel 3 laat de gemiddelden zien van de AAQ-II-NL-totaalscore als maat voor acceptatie, gemeten bij de start van de behandeling (T1), het einde ervan (T2) en bij de follow-up (T3). Er werd een significante verandering over de drie meetperiodes gevonden: n = 41; F(1,50, 60,04) = 6,31; p = 0,007, ηp2 = 0,136. Tabel 4 toont de verschilscores en de resultaten van de post-hoc-t-toetsen. Daaruit blijkt dat er een trend zichtbaar was in de richting van een hogere acceptatie op het einde van de behandeling ten opzichte van de start ervan (T1-T2) en na follow-up ten opzichte van het einde van de behandeling (T2-T3). De toename tussen de start van de behandeling en na follow-up (T1-T3) was significant.

Tabel 3. Gemiddelde scores op onderzochte uitkomsten per meetmoment

Tabel 4. Verschilscores en gepaarde post-hoc-t-toetsen

NS = niet significant.

*Significant (p < 0,01).

#Trend (p < 0,05).

Fysiek functioneren, mentale gezondheid en algemene gezondheidsbeleving

Tabel 3 laat de gemiddelden zien van de drie gebruikte schalen van de RAND-36. Er werd geen significante verandering gevonden voor de mate van fysiek functioneren over de drie meetperiodes: n = 41; F(1,50, 60,12) = 1,10; p = 0,32, ηp2 = 0,027.

De mentale gezondheid veranderde wel significant over de drie meetperiodes: n = 41; F(1,62, 64,63) = 6,31; p = 0,006; ηp2 = 0,136. Tabel 4 laat zien dat een significant hogere score voor mentale gezondheid werd gevonden aan het eind van de behandeling ten opzichte van de start ervan (T1-T2) en tussen de start van de behandeling en na follow-up (T1-T3).

Ook de verandering over de drie meetperiodes voor de algemene gezondheidsbeleving was significant: n = 41; F(1,58, 63,23) = 6,55; p = 0,005; ηp2 = 0,141. Tabel 4 laat zien dat een significant hogere score voor algemene gezondheidsbeleving bij follow-up werd gevonden ten opzichte van de start van de behandeling (T1-T3) en na follow-up en het einde van de behandeling (T2-T3).

Samenhang veranderingen in acceptatie en in andere variabelen

In tabel 5 zijn de gecorrigeerde bèta-coëfficiënten weergegeven als indices voor samenhang tussen de verschilscores op de AAQ-II-NL-totaalscore als maat voor acceptatie, en de verschilscores op de RAND-36-schalen fysiek functioneren, mentale gezondheid en algemene gezondheidsbeleving. De samenhang werd in kaart gebracht voor dezelfde en voor direct opvolgende periodes.

De histogrammen en P-P-plots van de residuen van de regressieanalyses lieten normale verdelingen zien. We vonden significante (p < 0,01) bèta-coëfficiënten voor de samenhang tussen de verschilscore op acceptatie op het einde van de behandeling ten opzichte van de start ervan (T1-T2) en verschilscores op mentale gezondheid en algemene gezondheidsbeleving in dezelfde periode. Eveneens vonden we een significante bèta-coëfficiënt voor de samenhang tussen de verschilscore op acceptatie na follow-up en het einde van de behandeling (T2-T3) en de verschilscore op mentale gezondheid in dezelfde periode. We vonden geen significantie in de direct opvolgende (in de tijd verschoven) samenhang.

Tabel 5. Bèta-coëfficiënten als indices voor samenhang tussen de verschilscores

NS = niet significant.

*Significant (p < 0,01).

Discussie

Ons observationele longitudinale onderzoek bij patiënten met complexe SSS had geen controlegroep en was niet gericht op het aantonen van een behandeleffect; het geeft hiervoor slechts aanwijzingen. We zagen, zoals verwacht, in de periodes tijdens en na de behandeling een toename (met kleine tot matige effectgrootte) voor zowel ervaringsgerichte acceptatie als mentale gezondheid en algemene gezondheidsbeleving. Voor acceptatie verliep de toename geleidelijk gedurende de gehele meetperiode van behandeling tot follow-up. Mentale gezondheid verbeterde tijdens de behandeling en algemene gezondheidsbeleving tijdens de follow-upperiode. Fysiek functioneren, waarvan verbetering geen primaire doelstelling is bij de behandeling van complexe SSS, veranderde niet. Gedurende de behandeling bestond er (in dezelfde periodes) een samenhang tussen toename in acceptatie en de verbetering in mentale gezondheid en algemene gezondheidsbeleving. Gedurende de follow-upperiode bestond er alleen een samenhang tussen toename in acceptatie en verbetering in mentale gezondheid. In de tijd opvolgende samenhang werd niet gevonden.

De steekproef betrof een groep patiënten met complexe SSS die in eerdere behandelingen onvoldoende verbeterden. Onze resultaten geven een aanwijzing dat er wel verbeteringen mogelijk zijn. De gevonden samenhangen suggereren bovendien dat een toename van acceptatie (afname van experiëntiële vermijding) een rol zou kunnen spelen bij verbeteringen in mentale gezondheid en algemene gezondheidsbeleving. Deze resultaten zijn in overeenstemming met eerder onderzoek bij andere patiëntgroepen.19

Hoewel we in dit onderzoek wel gelijktijdige samenhang vonden tussen toename in acceptatie en veranderingen in kwaliteit van leven, vonden we niet dat een toename in acceptatie tijdens de behandelperiode voorafgaat aan een verbetering in kwaliteit van leven tijdens de follow-upperiode. Zo’n samenhang zou een aanwijzing geven dat er een causaal verband bestaat. Het ruim gekozen meetinterval was waarschijnlijk te groot om een in de tijd verschoven samenhang in kaart te kunnen brengen.

Verder is het waarschijnlijk dat zowel de richting van een verband tussen veranderingen in acceptatie en de onderzochte aspecten van kwaliteit van leven als de snelheid waarmee verandering in kwaliteit van leven volgt op verandering in acceptatie zal variëren per patiënt. In eerdere case-series vond men deze individuele verschillen in acceptatie wel.20 Om beter inzicht te krijgen in een in de tijd verschoven samenhang tussen acceptatie en kwaliteit van leven is vervolgonderzoek met een experimenteel single case design gecombineerd met kortere meetintervallen nodig.

Beperkingen en suggesties voor vervolgonderzoek

Ons observationele onderzoek had enkele beperkingen. Om te beginnen was er geen controlegroep. Verbeteringen kunnen we dus niet causaal toeschrijven aan de behandeling: veranderingen gedurende de meetperiode zouden ook het gevolg kunnen zijn van gebeurtenissen tijdens de meetperiode (waaronder de COVID-19-pandemie), veranderingen in de patiënt zelf (rijping) en het anders gaan invullen van vragenlijsten bij herhaald testen.

Verder was de heterogeniteit van de aangeboden behandeling wat betreft duur en intensiteit groot, hoewel de inhoudelijke elementen van de behandeltrajecten redelijk vergelijkbaar waren. De subgroepen waren echter te klein om concrete uitspraken over de verschillen tussen de behandelgroepen te kunnen doen. Ook werden binnen alle behandeltrajecten naast ACT andere interventies ingezet, zoals L-MBT en CGT.

Een andere beperking vormden de grote individuele verschillen in tijd tussen de geplande start-, eind- en follow-upmomenten en die van de meest matchende meting. Daarnaast is het een inherent probleem van zelfrapportages dat die ingrijpend worden gekleurd door een aanleg tot het ervaren van negatief affect,21 iets wat ook is geobserveerd voor de AAQ-II.22 Het is onduidelijk in welke mate de gevonden samenhang tussen acceptatie en kwaliteit van leven (hier de aspecten mentale gezondheid en algemene gezondheidsbeleving) kan worden verklaard door constructoverlap.

Ook is de representativiteit van het huidige onderzoek beperkt omdat een deel van de patiënten niet wilde deelnemen aan het onderzoek. Zoals we al opmerkten, werd het onderzoek bovendien uitgevoerd tijdens de COVID-19-pandemie. Hoewel het erop lijkt dat de acute fase van de pandemie de kwaliteit van leven weinig heeft beïnvloed,23 is het nog onbekend of dit ook geldt voor patiënten met complexe SSS.

Om een aantal beperkingen te ondervangen is een experimentele studie (single case of een gerandomiseerde gecontroleerde trial met een gerandomiseerde controleconditie) gewenst, met een meer gestandaardiseerde behandeling, zowel qua inhoud als duur, en ook een betere standaardisatie en hogere intensiteit van de meetmomenten.

Conclusie

Met de resultaten van dit observationele longitudinale onderzoek hebben we inzicht verkregen in veranderingen gedurende en na behandeling bij patiënten met complexe SSS. De resultaten geven aanwijzingen dat toename van ervaringsgerichte acceptatie samenhangt met verbetering in mentale gezondheid en algemene gezondheidsbeleving, ook bij analyse van een follow-upperiode na behandeling. We kunnen concluderen dat de rol van ervaringsgerichte acceptatie binnen de behandeling van complexe SSS verder onderzoek verdient.

Literatuur

1 American Psychiatric Association. Handboek voor de classificatie van psychische stoornissen (DSM-5-TR). Nederlandse vertaling van Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders 5th Edition – Tekst Revision. Amsterdam: Boom; 2022.

2 Henningsen P. Management of somatic symptom disorder. Dialogues Clin Neurosci 2018; 20: 23-31.

3 van der Boom KJ, Houtveen JH. Psychiatrische comorbiditeit bij ernstige somatoforme stoornissen in de derde lijn. Tijdschr Psychiatr 2014; 56: 743-7.

4 Houtveen JH, van Broeckhuysen-Kloth S, Lintmeijer LL, e.a. Intensive multidisciplinary treatment of severe somatoform disorder: a prospective evaluation. J Nerv Ment Dis 2015; 203: 141-8.

5 Koelen JA, Houtveen JH, Abbass A, e.a. Effectiveness of psychotherapy for severe somatoform disorder: meta-analysis. Br J Psychiatry 2014; 204: 12-9.

6 A-Tjak JGL, Davis ML, Morina N, e.a. A meta-analysis of the efficacy of acceptance and commitment therapy for clinically relevant mental and physical health problems. Psychother Psychosom 2015; 84: 30-6.

7 Clarke S, Kingston J, James K, e.a. Acceptance and commitment therapy group for treatment-resistant participants: A randomized controlled trial. J Cont Beh Sci 2014; 3: 179-88.

8 Hayes SC, Luoma JB, Bond FW, e.a. Acceptance and commitment therapy: model, processes and outcomes. Behav Res Ther 2006; 44: 1-25.

9 Hayes SC, Wilson KG, Gifford EV, e.a. Experimental avoidance and behavioral disorders: a functional dimensional approach to diagnosis and treatment. J Consult Clin Psychol 1996; 64: 1152-68.

10 McCracken LM, Eccleston C. Coping or acceptance: what to do about chronic pain? Pain 2003; 105: 197-204.

11 Vowles KE, McCracken LM, Eccleston C. Patient functioning and catastrophizing in chronic pain: the mediating effects of acceptance. Health Psychol 2008; 27: S136-43.

12 Bond FW, Hayes SC, Baer RA, e.a. Preliminary psychometric properties of the Acceptance and Action Questionnaire-II: a revised measure of psychological inflexibility and experiential avoidance. Behav Ther 2011; 42: 676-88.

13 Zemestani M, Mozaffari S. Acceptance and commitment therapy for the treatment of depression in persons with physical disability: a randomized controlled trial. Clin Rehabil 2020; 34: 938-47.

14 Feldmann-Sinnige M, Pielage S, van Eck van der Sluijs J. Lichaamsgerichte mentalisatiebevorderende therapie bij patiënten met een somatisch-symptoomstoornis. Tijdschr Psychiatr 2023; 65: 542-8.

15 Spaans J. Lichaamsgericht mentaliseren, gids voor de klinische praktijk. Tielt: Lannoo; 2020.

16 Jacobs N, Kleen M, De Groot F, e.a. Het meten van experiëntiële vermijding: De Nederlandstalige versie van de Acceptance and Action Ouestionnaire-II (AAO-II). Gedragstherapie 2008; 41: 349-61.

17 VanderZee KI, Sanderman R, Heyink JW, e.a. Psychometric qualities of the RAND 36-Item Health Survey 1.0: a multidimensional measure of general health status. Int J Behav Med 1996; 3: 104-22.

18 Ware JE, Sherbourne CD. The MOS 36-item Short-Form Health Survey (SF-36). I. Conceptual framework and item selection. Med Care 1992; 30: 473-83.

19 Walser RD, Garvert DW, Karlin BE, e.a. Effectiveness of acceptance and commitment therapy in treating depression and suicidal ideation in veterans. Behav Res Ther 2015; 74: 25-31.

20 Graham CD, O’Hara DJ, Kemp S. A case series of acceptance and commitment therapy (ACT) for reducing symptom interference in functional neurological disorders. Clin Psychol Psychother 2018; 25: 489-96.

21 Watson D, Pennebaker JW. Health complaints, stress, and distress: exploring the central role of negative affectivity. Psychol Rev 1989; 96: 234-54.

22 Wolgast M. What does the Acceptance and Action Questionnaire (AAQ-II) really measure? Behav Ther 2014; 45: 831-9.

23 Sun Y, Wu Y, Fan S, e.a. Comparison of mental health symptoms before and during the covid-19 pandemic: evidence from a systematic review and meta-analysis of 134 cohorts. BMJ 2023; 380: e074224.