PLoS ONE: Måling Metakognition i Cancer: Validering af Metacognitions Spørgeskema 30 (MCQ-30)

Abstrakt

Målsætning

Metacognitions Spørgeskema 30 vurderer metakognitive overbevisninger og processer, der er centrale for den metakognitive model af følelsesmæssig lidelse. Som nylige undersøgelser er begyndt at udforske anvendeligheden af ​​denne model til forståelse følelsesmæssig nød efter kræftdiagnose, er det også vigtigt at vurdere gyldigheden af ​​den Metacognitions Spørgeskema 30 til brug i kræft befolkninger.

Metoder

229 patienter med primær brystkræft eller prostatakræft afsluttet Metacognitions Spørgeskema 30 og Sygehus Angst og Depression Scale forbehandling og igen 12 måneder senere. Strukturen og gyldighed Metacognitions Spørgeskema 30 blev vurderet ved hjælp af faktor analyser og strukturel ligningsmodel.

Resultater

bekræftende og sonderende faktor analyser fremlagt beviser til støtte for gyldigheden af ​​den tidligere offentliggjorte 5-faktor struktur af Metacognitions Spørgeskema 30. Konkret både forbehandling og 12 måneder senere, denne løsning forudsat den bedste pasform til data og alle elementer indlæst på deres forventede faktorer. Strukturel ligning modellering viste, at to dimensioner metakognition (positive og negative overbevisninger om bekymring) var signifikant forbundet med angst og depression som forudsagt, hvilket giver yderligere bevis på gyldigheden.

Konklusioner

Disse resultater giver indledende . bevis for, at Metacognitions Spørgeskema 30 er en gyldig foranstaltning til brug i kræft befolkninger

Henvisning: Kog SA, laks P, Dunn G, Fisher P (2014) Måling Metakognition i Cancer: Validering af Metacognitions Spørgeskema 30 ( MCQ-30). PLoS ONE 9 (9): e107302. doi: 10,1371 /journal.pone.0107302

Redaktør: Una Macleod, understøttende pleje, tidlig diagnosticering og fremskreden sygdom (SEDA) forskergruppe, England

Modtaget: Februar 20, 2014 Accepteret: August 11, 2014; Udgivet 12. september, 2014

Copyright: © 2014 Cook et al. Dette er en åben adgang artiklen distribueres under betingelserne i Creative Commons Attribution License, som tillader ubegrænset brug, distribution og reproduktion i ethvert medie, forudsat den oprindelige forfatter og kilde krediteres

Finansiering:. Denne forskning blev gennemført som en del af en Befolkning Health Scientist Fellowship (Ref G0802425) finansieret af Medical Research Council. De finansieringskilder havde ingen rolle i studie design, indsamling og analyse af data, beslutning om at offentliggøre, eller forberedelse af manuskriptet

Konkurrerende interesser:.. Forfatterne har erklæret, at der ikke findes konkurrerende interesser

Introduktion

Metakognition refererer til viden, tro og kognitive processer involveret i overvågning, kontrol og evaluering af kognition [1], [2]. Den metakognitive model af psykisk lidelse [2], [3], at følelsesmæssig nød vedligeholdes af utilpasset og langvarige tankemønstre (såsom vedvarende bekymring eller drøvtygning), som aktiveres og drives af underliggende metakognitive overbevisninger. To typer af metakognitive tro menes særligt vigtigt: positive overbevisninger om fordelene ved specifikke strategier til at håndtere pinefulde tanker og følelser (fx bekymrende vil hjælpe mig klare); og negative overbevisninger om faren og uncontrollability af perseverative tænkning (fx min bekymrende er ukontrollabelt). Positive overbevisning om værdien af ​​foruroligende og drøvtygning menes at aktivere brug af disse strategier som et middel til at regulere følelser og kognition. Disse strategier bliver patologisk, når negative metakognitive overbevisninger også aktiveres, så bekymring eller drøvtygning selv bliver fokus for negativ vurdering – forårsager ekstra bekymre sig om bekymring (meta-bekymring). Desuden kan negative overbevisninger om behovet for at kontrollere tænkning føre til forsøg på at undertrykke uønskede tanker eller bekymringer, som typisk har en paradoksal effekt, øge deres prominens og intensivere følelsesmæssig nød. En anden vigtig del af metakognition til forståelse følelsesmæssig nød er de kognitive processer, der styrer og overvåger kognition. Især den metakognitive model antyder, at øget brug af selektive opmærksomhed, og overvågning af, kognition fører til uønskede tanker og følelser bliver mere fremtrædende [4]. En nylig metaanalyse [5] konkluderede, at Metakognitiv Terapi, der udfordrer metakognitive overbevisninger, er en effektiv intervention for både angst og depressive lidelser. Sådanne resultater giver klar støtte til værdien og betydningen af ​​den metakognitive model for at forstå vedligeholdelse af følelsesmæssig nød. Den Metacognitions Spørgeskema (MCQ) blev udviklet af Cartwright-Hatton og Wells [6] til at udforske de metakognitive dimensioner, der er centrale i metakognitive model af følelsesmæssig lidelse. Den oprindelige 65-item, spørgeskema (MCQ-65) bestod af fem subskalaer baseret på faktor analyser, hvoraf tre vurderer overbevisninger, herunder: “

Positive overbevisninger om bekymring ‘

; “

Negative overbevisninger om faren og uncontrollability af bekymring

‘; og “

negative overbevisninger om tanker generelt

‘. De resterende to subskalaer vurdere tendensen til at fokusere på kognitive begivenheder, “

Kognitiv selvbevidsthed

‘; og tilliden til kognitive evner, især hukommelse og opmærksomhed, “

Kognitiv tillid

‘. Den MCQ-65 bruger en fire-punkts Likert respons skala: 1 (ikke enig); 2 (enig lidt); 3 (enig moderat); 4 (meget enig)

Men trods gode psykometriske egenskaber (se Wells [1] for en revision), nytten af ​​MCQ-65 blev kompromitteret af dens længde.; følgelig en kortere 30-item version blev udviklet [7]. Dette MCQ-30 beholdt den faktor struktur og svaret omfanget af længere foranstaltning, med seks elementer er udvalgt til at repræsentere hver metakognitive dimension på grundlag af højeste faktor lastning og post klarhed i tidligere undersøgelser.

De første psykometriske egenskaber af den MCQ-30 blev fundet, i en prøve af 182 studerende og community deltagere, at være stort set svarer til dem i længere foranstaltning [7]. Intern konsistens af delskalaer varierede fra en passende 0,72 til en fremragende 0,93 med tilstrækkelig test-retest pålidelighed for fire ud af fem subskalaer (lige fra r = 0,59 ‘

Negative overbevisninger om bekymring

‘ til r = 0,87 ‘

Kognitiv selvbevidsthed

‘). Bekræftende og eksplorativ faktor analyse bekræftede en acceptabel tilpasning af den oprindelige fem faktor model med de fleste elementer lastning på deres forudsagte faktorer undtagen i tilfælde af ‘

Behov for at kontrollere tanker

‘ hvor kun tre ud af seks elementer indlæst betydeligt. Desuden blev alle fem delskalaer markant og positivt korreleret med målinger af bekymring (Penn State Worry Spørgeskema, PSWQ [8]) og Trait angst (Stait – Trait Anxiety Inventory, Stai [9]) med underskala ‘

Negative overbevisninger om bekymre

‘viser de stærkeste foreninger. Yderligere undersøgelser har siden vurderet de psykometriske egenskaber af MCQ-30 i blandede studerende og samfund prøver i UK [10] og Tyrkiet [11]. I begge tilfælde den oprindelige fem faktor struktur blev gentaget og positive korrelationer demonstreret med teoretisk egnede foranstaltninger af bekymring (PSWQ), angst og depression.

For nylig har interesse dyrkes i anvendelsen af ​​metakognitive model til forståelse følelsesmæssig nød i cancer [12], [13]. Thewes et al [13] brugte MCQ-30 for at udforske for første gang sammenslutningen af ​​metakognitive overbevisninger med Fear of Cancer Gentagelse (FCR) blandt unge kvinder med tidlig fase brystkræft. De fandt, at underskala “

Negative overbevisninger om bekymring

‘var den mest korreleret med FCR og at MCQ-30 samlet score udgjorde 36% af variansen i dette resultat, der fører dem til at konkludere, at maladaptive metacognitions spiller en vigtig rolle i FCR. Dog udvises forsigtighed i fortolkningen af ​​disse fund, fordi uden formel psykometrisk testning vi ved endnu ikke, hvordan MCQ-30 fungerer på en cancer population.

Derfor den aktuelle undersøgelse har til formål at udforske for første gang gyldigheden af ​​MCQ-30 i kræft. Det primære formål er at undersøge, om den etablerede 5-faktor struktur MCQ-30 er gyldig i denne population, og at undersøge den interne sammenhæng i sine subskalaer. Et andet formål er at undersøge, om de teoretisk forventede sammenhænge mellem specifikke subskalaer af MCQ-30 og angst og depression påvist i tidligere forskning (Wells Cartwright-Hatton, 2004; Spada et al, 2008; Yilmaz et al, 2008) er replikeres, hvilket giver bevis for samtidig gyldighed i denne population. Som sammenslutningen af ​​metakognitive overbevisninger med følelsesmæssig nød i kræft ikke var blevet undersøgt før denne undersøgelse, denne analyse var sonderende med kun én

a priori

hypotese: at underskala “

Negative overbevisninger om bekymring

“ville være den vigtigste indikator for varians i både angst og depression, da dette forhold er blevet konsekvent dokumenteret i mental sundhed [1] fysiske sundhed [14] og de studerendes og samfund befolkninger [10], [11].

Metoder

Etik erklæring

Denne forskning blev godkendt i henhold til britiske retningslinjer, af NHS North West 5 Research Ethics Committee (reference: 09 /H1010 /70). Der er ingen interessekonflikter skal erklæres.

Deltagere

Deltagerne blev rekrutteret fra patienter mindst 18 år deltager rutinemæssige forbehandling klinikker på en National Health Service (NHS) universitetshospital, efter en diagnose af primær ikke-metastatisk bryst- eller prostatacancer. Patienter blev ekskluderet, hvis de havde recidiverende eller metastatisk sygdom, eller blev anset af det kliniske team eller forsker at være for nødlidende eller forvirret til at give informeret samtykke.

Foranstaltninger

Metacognitions Spørgeskema 30- ( MCQ-30) [7] vurderer metakognitive overbevisninger og processer. Det består af fem subskalaer:

‘Positive overbevisninger om bekymring’

;

‘Negative overbevisninger om bekymring’

;

‘Kognitiv tillid’

;

“Behov for at styre tanker ‘

; og

‘Kognitiv selvbevidsthed

. For hver subscale, er seks punkter scoret 1-4, hvilket giver samlede score på 6 til 24. Høj score indikerer henholdsvis mere positive og negative overbevisninger om bekymring, svækket tilliden i hukommelsen, større tro på behovet for at kontrollere tanker og en øget tendens til selv-fokuseret opmærksomhed. Den MCQ-30 har fremragende intern konsistens og god konvergerende og prædiktiv validitet i normale populationer [7], [10], [11].

Hospital Angst og depression skala (HADS) [15] blev anvendt til vurdere angst og depression. Hads er et veletableret mål for følelsesmæssig nød specielt udviklet til brug i fysisk syge befolkninger. Fjorten punkter er scoret på en 4-trins-skalaen, hvilket giver to subscala score på 0-21 med høj score indikerer stor angst eller depression. Hads er blevet grundigt valideret til brug i kræft [16], [17] og er en af ​​de mest anvendte foranstaltninger af angst og depression symptomer i denne population.

Procedure

Data for denne undersøgelse blev indsamlet som led i et større prospektivt studie udforske sammenslutning af metakognitive overbevisninger med følelsesmæssig nød efter kræft [18]. Egnede deltagere blev identificeret ved klinik personale, der gav dem rekruttering breve og informationsblade til studiet sammen med deres udnævnelsesbreve for rutinemæssige forbehandling konsultationer og forklarede, at deltagelse i forskningen var helt frivilligt. Når patienter deltog i klinikken, blev der er villige til at se forskeren givet yderligere oplysninger og bad om skriftlig tilladelse. Deltagerne blev bedt om at udfylde undersøgelsens spørgeskemaer i klinikken og fik valget af elektroniske (håndholdt pc) eller papirformater. De, ude af stand til at fuldføre spørgeskemaerne i klinikken tog kopier (papirudgave) hjem og returnerede dem med posten. Tolv måneder senere blev deltagerne sendt et andet spørgeskema pakke, som de udfyldes og returneres med posten.

Dataanalyse

For at udforske gyldigheden af ​​MCQ-30 over tid og under forskellige omstændigheder, de data blev analyseret separat for de to tidspunkter (forbehandling 12 måneder senere).

Construct gyldigheden af ​​MCQ-30 blev først vurderet ved anvendelse Bekræftende Factor Analysis (CFA) for at teste den offentliggjorte fem-faktor modellen til måling . Da det primære formål med denne undersøgelse var at vurdere validitet i stedet opnå den bedst mulige model fit, blev det besluttet ikke at foretage mindre ændringer i model baseret på data (medmindre kraftigt støttet af teori) som sådanne ændringer ofte blot afspejle idiosynkratiske prøvens egenskaber [19]. I stedet blev sonderende Factor Analysis (EFA), der anvendes til at undersøge, om en alternativ model ville være mere passende for denne prøve. Begge sæt af analyser (CFA og EFA), blev udført i Mplus udgave 6.12 [20], ved hjælp af den robuste vægtet mindste kvadraters estimator (WLSMV [21], [22]) anbefales til ordinale kategoriske data [23]. Fødevaremyndigheden testede modeller til og med en fem-faktor struktur uden at diktere hvor emner skal indlæses. Som tidligere undersøgelser identificeret MCQ-30 subskalaer inter-korreleret, blev en skrå rotation (Geomin), der anvendes til at etablere det optimale mønster af post belastninger. For begge analyser (CFA EFA), blev tilstrækkeligheden af ​​model fit vurderet baseret på to trinvise fit indeks: den sammenlignende Fit Index (CFI); og Tucker-Lewis Fit Index (TLI), med værdier tæt på 0,95 indikerer en velsiddende model [24], og to absolutte utilpassede indeks: den geometriske middelværdi fejl af Tilnærmelse (RMSEA) med værdier 0,05 indikerer god passe og 0,5- 0,08 tilstrækkelig tilpasning [25]; og den vægtede geometriske middelværdi Residual (WRMR) med værdier mindre end 0,95 indikerer god pasform [26]. For EFA standardmetoden geometriske middelværdi (SRMR) blev anvendt i stedet for WRMR, med værdier 0,05 indikerer god pasform. Inter-korrelationer blandt de fem latente faktorer i offentliggjorte model blev undersøgt og den interne sammenhæng i hvert underskala opgøres ud Cronbachs alpha.

Samtidig gyldighed MCQ-30 blev derefter vurderet (på hvert tidspunkt) ved at montere data til en strukturel model, hvor latente variabler for angst og depression (hver angivet med deres syv konstituerende Hads poster), blev svandt ind på MCQ-30 faktorer. Tilstrækkelighed model fit blev igen vurderet ved hjælp af fit indeks beskrevet ovenfor. Som MCQ-30 og Hads subskalaer ikke var normalfordelte og undersøgelsen prøven relativt lille, blev bootstrapping teknikker, der anvendes til at teste robustheden af ​​resultaterne.

Resultater

Sample karakteristika for deltagerne på hvert tidspunkt er vist i tabel 1.

Fakultet struktur

bekræftende faktor analyse af MCQ-30 fem faktor model viste samlet en marginalt tilstrækkelig tilpasning af modellen til data på vurderingen forbehandling: χ

2 (395) = 787,448. p . 01, RMSEA = 0,066 (90% CI = 0,059-0,073), CFI = 0,91, TLI = 0,90, WRMR = 1,218.

sonderende Factor analyse, som i modsætning til CFA, ikke diktere, hvor elementer bør indlæse, bekræftede, at en fem-faktor løsning alligevel forudsat den bedste model. Desuden fit indeks (χ

2 (295) = 439,692 P. 0,001, RMSEA = 0,046 (90% CI = 0,037-0,055), CFI = 0,97, TLI = 0,95, SRMR = 0,046) tilsammen indikerer en god pasform af modellen til disse data. Som vist i tabel 2, alle elementer lastet 0,4 på deres forventede faktorer [7]. Men da de poster fik lov til at indlæse frit over eventuelle faktorer, blev observeret mellem EFA-afledte løsning og den offentliggjorte fem faktor model, mindre uoverensstemmelser. Konkret to poster, MCQ3 og MCQ13, havde deres højeste belastninger for andre end de forventede dem faktorer. Item MCQ3 indlæst højere på ‘

Negative overbevisninger om bekymring

‘ (F1) end på den forventede faktor – “

Kognitiv selvbevidsthed

‘(F4). Item MCQ13 havde tilsvarende belastninger på begge de forventede faktorer – “

Behov for kontrol over tanker

‘(F5) – og”

Kognitiv selvbevidsthed

‘ (F4). To yderligere emner (MCQ5 MCQ29) viste også signifikante ( 0,4). cross-belastninger, selv for både den højeste belastning forblev i overensstemmelse med den offentliggjorte faktor struktur

På 12 måneder føl- op, CFA angivet en tilstrækkelig tilpasning af data til den offentliggjorte fem-faktor model: χ

2 (395) = 684,184. p . 01, RMSEA = 0,060 (90% CI = 0,053-0,068, (p RMSEA 0,05 . 0,015), CFI = 0,95, TLI = 0,95, WRMR = 1,048 derfor ikke Exploratory Factor Analysis blev udført.

The Mean og SDS af de fem MCQ-30 subskalaer og korrelationerne blandt de fem latente variable (CFA standardiseret opløsning) ved begge tidspunkter er vist i tabel 3. Den interne konsistens af delskalaer blev vurderet ved hjælp af Cronbachs alfa (tabel 3) og varierede fra 0,73 til 0,89 forbehandling og 0,79-0,91 ved 12 måneders opfølgning, hvilket indikerer tilstrækkelig til fremragende indre sammenhæng. på begge tidspunkter den underskala med den laveste alfa koefficienten var ‘

Behov for kontrol

‘.

Konvergent gyldighed

den fremsatte hypoteser model af forholdet mellem metakognitive overbevisninger (ved hjælp af MCQ-30 offentliggjorte faktor struktur) og samtidig angst og depression er vist i figur 1. Samlet set fit indeks for denne latente variabel SEM (se tabel 4) viste en acceptabel tilpasning af modellen. på begge tidspunkter, “

Negative overbevisninger om bekymring

‘forklarede betydelig varians i både angst og depression og, som antaget, var den stærkeste af alle prædiktorer. ‘

Positive overbevisninger om bekymring

‘ forklarede også varians i angst ved begge tidspunkter, men ikke depression. Ved forbehandlingen tid-point

‘Need for kontrol over tanker’

var forbundet med færre symptomer på angst, selv om denne forening faldt lige kort for signifikant (p = 0,057) på tolv måneder føl- op. Der var ingen signifikant sammenhæng mellem ‘

Kognitiv tillid

‘ eller

‘Kognitiv selvbevidsthed’

angst eller depression på enten tid-point.

NB. Rektangler angiver observeret variabler på MCQ-30 (MCQ) eller HADS (H); ellipser indikerer latente faktorer. Latent faktorer:

Positive overbevisninger om bekymring

(POS);

Negative overbevisninger om bekymring

(NEG);

Kognitiv Confidence

(CC);

Behov for at styre tanker

(NC);

Kognitiv Self-bevidsthed

(CSC); HADS Angst (HADS-A); HADS Depression (HADS-D). Tallene viser standardiserede sti koefficienter og deres betydning ved forbehandling og (i parentes) 12-måneders opfølgning. Fejl ikke vist;

*** p 0,001

** p 0,01

* p 0,05

Diskussion

Den nuværende undersøgelse giver den første beviser til støtte for publiceret fem-faktor struktur MCQ-30 [7] som gyldige og reproducerbare i en cancer population. Selvom CFA ved forbehandling tidspunkt viste kun en marginal pasform, efterfølgende EFA bekræftet, at en fem-faktor løsning stadig forudsat den bedste løsning. Den forbedrede pasform observeret for EFA over CFA var resultatet af elementer får lov til at indlæse frit over nogen af ​​faktorerne. Men alle elementer stadig læsset på deres forventede faktorer med kun mindre uoverensstemmelser mellem de to modeller. Ved 12-måneders opfølgning, fit var acceptabelt og sammenlignes med rapporteret af foranstaltningen udviklere [7]. Det er ikke klart, hvorfor fit skal være lidt bedre til 12 måneders opfølgning. Den form for administration afveg mellem de to tidspunkter med vurderinger forbehandling stort set bliver udført på håndholdte pc’er mens 12 måneders opfølgning blev afsluttet på papir. Forbedret pasform ved opfølgning kunne derfor opstå, fordi proceduren for denne vurdering er tættere på, hvordan spørgeskemaerne er blevet administreret under tidligere valideringsundersøgelser. Ligeledes kunne den observerede forbedring i fit delvis skyldes timingen af ​​vurderingerne i at forbehandlingen vurdering blev foretaget relativt hurtigt efter diagnosen, i en periode, der er klinisk travlt og ofte følelsesmæssigt turbulent. I modsætning hertil de tolv måneders opfølgning for de fleste sandsynligvis vil være en mere fast tid, i hvert fald klinisk. Men tilsammen disse CFA og EFA resultater tyder på, at den etablerede fem faktor struktur MCQ-30 er gyldig til brug i en kræft befolkning, og at det fortsat er gyldig på tværs en år efter diagnose og skiftende sygdom /behandling omstændigheder. Desuden viser resultaterne, at de delskalaer besidder god indre sammenhæng kan sammenlignes med dem, der findes i tidligere undersøgelser [7], [10], [11]

To varer (MCQ3 MCQ13). Havde deres højeste belastninger på en anden faktor, der forventes. Det er imidlertid kun en af ​​disse er lagt højere på denne faktor; Item MCQ3 ( “Jeg tror en masse om mine tanker”) havde sin højeste belastning på ‘

Positive overbevisninger om bekymring

‘ snarere end den forventede faktor “

Kognitiv selvbevidsthed

‘. Begge disse elementer er også fundet på tværs af belastning på forskellige faktorer tidligere [11], selv i denne undersøgelse, punkt MCQ3 lastet 0,4 på ‘

Negative overbevisninger om bekymring

“ikke på”

Positive overbevisninger om bekymring

‘som i den foreliggende undersøgelse.

foreløbige beviser af foranstaltningens konvergerende gyldighed leveres af den strukturelle ligning model af forholdet mellem de MCQ-30 latente faktorer med angst og depression. Som hypotese, og som tidligere vist i mental sundhed, fysisk sundhed, studerende og community befolkninger, “

Negative overbevisninger om bekymring

‘var den stærkeste prædiktor for både angst ([7], [10], [11] , [14] og depression [10], [11]. Desuden “

Positive overbevisninger om bekymring

‘forudsagt angst ved begge tidspunkter. i modsætning,’

Behov for kontrol over tanker

‘var negativt relateret til angst ved forbehandling selv om dette forhold var marginalt ikke-signifikant klokken tolv måneders opfølgning. dette tyder på, at deltagere med lavere overbevisning om behovet for at kontrollere deres tænkning erfaring større angst. Sådanne fund er uventede som tidligere undersøgelser i mental sundhed, har studerende og samfund prøver viste, at større tro på behovet for at kontrollere tanker, forudsige højere snarere end lavere niveauer af angst. dette resultat kan indikere en forskel mellem denne og tidligere studerede mental sundhed, studerende og community befolkninger . Men det videre arbejde vil være nødvendigt, at fastslå, om dette er en sand befolkning forskel eller bare en artefakt af de nuværende data.

det er vigtigt at bemærke, at, af strukturelle ligning modellering standarder, undersøgelsen ansat en lille stikprøvestørrelse, som kan reducere stabiliteten af ​​resultaterne. Derfor er yderligere arbejde, der kræves for at fastslå, om den tilsyneladende forskellen elementet fungerer og observerede mønstre af foreninger repræsenterer reelle population forskelle, eller er idiosynkratisk til dette datasæt. Hertil kommer, som kun bryst og prostata cancer patienter blev inkluderet i undersøgelsen, er det stadig vigtigt at undersøge, om undersøgelsens resultater kan gentages på tværs af forskellige kræftdiagnoser.

Sammenfattende den aktuelle undersøgelse giver indledende dokumentation for, at den etablerede fem-faktor struktur MCQ-30 er gyldig til anvendelse i en cancer befolkningen, og at de delskalaer besidder god intern konsistens. Positive og negative overbevisninger om bekymring var forbundet med samtidig angst og depression som forventet, selv om negative forhold angst med ‘

Behov for kontrol over tanker

‘ er uventet og derfor spændende.

Tak

På trods af de begrænsninger diskuteret ovenfor vi konkludere fra dette studie, at den MCQ-30 er en tilstrækkelig gyldig foranstaltning til vurdering metakognitive overbevisninger og processer i bryst- eller prostatacancer befolkninger i det første år efter diagnosen.

Vi taknemmeligt takke personalet og patienterne i den kongelige Liverpool Broadgreen University NHS Hospital Trust til at støtte denne undersøgelse.