MASTERTHESE. Denkfouten en automatische positieve en negatieve gedachten als maten van depressie en angst bij kinderen en adolescenten

Transcriptie

1 MASTERTHESE Denkfouten en automatische positieve en negatieve gedachten als maten van depressie en angst bij kinderen en adolescenten Judith S. Schwartz Studentnummer: Supervisor: Dr. Marija Maric Afstudeerrichting: Klinische Psychologie Datum: 25 november 2011

2 2 Samenvatting De samenhang tussen denkfouten en positieve en negatieve automatische gedachten en depressie en angst werd onderzocht onder 280 kinderen en adolescenten. Naar verwachting werd angst voorspeld door de denkfouten onderschatting van het eigen vermogen om te gaan met stressvolle situaties en gedachtelezen en automatische gedachten over sociale dreiging en fysieke dreiging. Depressie werd voorspeld door de denkfout selectieve abstractie en automatische gedachten over persoonlijk falen en vijandigheid. De denkfout personalisatie was tegen de verwachting in geen voorspeller van depressie. De denkfout overgeneralisatie voorspelde depressie noch angst. Positieve automatische gedachten hadden naar verwachting een negatieve correlatie met angst en depressie. De uitkomsten van dit onderzoek dragen bij aan de empirische onderbouwing en aanscherping van Becks cognitieve theorie van depressie en angst.

3 3 Inhoud Inleiding 4 Methode 13 Proefpersonen 13 Procedure 14 Meetinstrumenten 14 Resultaten 19 Onderzoeksresultaten 19 Hoofdanalyses 20 Voorspellen denkfouten angst? 20 Voorspellen denkfouten depressie? 21 Wat is de relatie tussen de denkfout overgeneralisatie en angst en depressie? 22 Voorspellen automatische negatieve gedachten angst? 23 Voorspellen negatieve automatische gedachten depressie? 24 Welke richting heeft de correlatie tussen positieve automatische gedachten angst 25 en depressie? Wat is de relatie tussen vijandigheid en angst en depressie? 25 Is er een effect van leeftijd op angst en depressie? 25 Discussie 27 Beperkingen en Aanbevelingen 30 Referenties 33 Bijlage 41

4 4 Inleiding Cognitieve gedragstherapie (CGT) is een van de meest toegepaste, meest effectieve en best onderbouwde behandelvormen voor depressie en angststoornissen bij kinderen en adolescenten (Barlow, 2004; Hammen & Watkins, 2008; GGZ-richtlijnen, 2011). CGT baseert zich op Aaron Becks cognitieve theorie van emotionele stoornissen. Beck gaat ervan uit dat emotionele stoornissen ontstaan en voortduren wanneer cognities niet overeenkomen met de werkelijkheid (Beck, 1991; Beck, Emery, & Greenberg, 1985). Met cognitie bedoelt Beck al dan niet bewuste, gedachten en patronen van denken en informatieverwerking (Beck, 1991; Beck et al., 1985) die hij nader omschrijft als schema s, fundamentele aannamen over onszelf en de omgeving die de informatieverwerking sturen, en automatische gedachten, net onder het niveau van volledig bewustzijn gelegen, spontaan opkomende gedachten (Wright, Basco, & Thase, 2006). Een belangrijke veronderstelling binnen deze cognitieve theorie is de cognitive content-specificity hypothesis, de aanname dat verschillende stoornissen worden getypeerd door specifieke cognities. Volgens deze hypothese wordt depressie gekenmerkt door cognities over falen en verlies in het heden en verleden (bijvoorbeeld ik ben niets waard ) en angst door cognities over toekomstige bedreiging en gevaar (bijvoorbeeld ik verlies controle ) (Beck, 1991). Het veranderen van disfunctionele cognities bij depressie en angst neemt bij CGT een centrale plaats in, en metingen van cognities worden gebruikt bij diagnostiek, behandelplanning en behandelevaluatie (Segal & Shaw, 1988; Yurica & DiTomasso, 2005). Daarbij geldt de mate waarin een cliënt, naast affectieve, gedragsmatige en somatische symptomen, bepaalde cognities rapporteert als indicatie van de aanwezigheid en ernst van depressie of angst. Ook worden cognitieve metingen gebruikt bij onderzoek vanuit de cognitieve theorie naar het ontstaan en de instandhoudende factoren van depressie en angst

5 5 (o.a. Alfano, Beidel, & Turner, 2002; Ginsburg et al., 2009; Kercher, Rapee, & Schniering, 2009). Het soort cognities waarnaar wordt gevraagd bij deze metingen zijn vaak automatische gedachten; maar ook is er aandacht voor cognitieve processen, bijvoorbeeld in de vorm van cognitive errors: fouten in logisch denken die mensen met emotionele stoornissen typisch maken (Beck, 1991; Segal & Shaw, 1988). Beck identificeerde zes categorieën denkfouten: willekeurige gevolgtrekking, selectieve abstractie, overgeneralisatie, over- en onderwaardering, personalisatie en zwart-witdenken; later hebben andere onderzoekers er nog meer beschreven (Yurica & DiTomasso, 2005). Uit onderzoek blijkt wel dat naarmate mensen meer depressie- en angstklachten hebben, zij ook meer negatieve automatische gedachten en denkfouten rapporteren; dit wordt gevonden bij zowel volwassenen (Beck, Brown, Steer, Eidelson, & Riskind, 1987; Hollon & Kendall, 1980; Kendall & Hollon, 1989) als bij kinderen en adolescenten (Bodden & Bögels, 2006; Cannon & Weems, 2010; Leitenberg, Yost, & Carroll-Wilson, 1986; Leung & Poon, 2001; Schniering & Rapee, 2002). Maar wanneer cognities bij depressie en angst bij jongeren inhoudelijk worden vergeleken, worden vaak dezelfde soorten cognities gevonden bij beide stoornissen (Alfano et al., 2002; Epkins, 1996; Garber, Weiss, & Shanley, 1993; Laurent & Stark, 1993; Ronan & Kendall, 1997; Treadwell & Kendall, 1996; Weems, Berman, Silverman, & Saavedra, 2001). Het soort gedachten en denkpatronen dat een jonge cliënt rapporteert sluit dus niet zonder meer aan op een diagnose van ofwel depressie, ofwel een angststoornis. Deze overlap van cognities kan verschillende redenen hebben. Zo komen depressie en angst in de praktijk vaak samen voor, wat het lastig maakt om eventueel aparte categorieën van cognities per stoornis te onderscheiden in metingen (Axelson & Birmaher, 2001; Bernstein, 1991; Garber & Weersing, 2010; Muris, Merckelbach, Ollendick. King, & Bogie, 2002; Seligman & Ollendick, 1998). Daarnaast wijzen sommige onderzoekers erop dat de

6 6 gebruikte instrumenten misschien niet voldoende in staat zijn om cognities die in theorie gerelateerd zijn aan depressie of angst los van elkaar te meten, bijvoorbeeld omdat items niet specifiek genoeg geformuleerd zijn of omdat er sprake is van schaaloverlap (Beck & Perkins, 2001; Maric, Heyne, Van Widenfelt, & Westenberg, 2011; Roelofs et al., 2010; Rynn et al., 2006). Maar het is ook mogelijk dat cognities niet zo specifiek zijn aan stoornissen als Beck en collega s veronderstellen (1985, 1991) en dat vergelijkbare gedachten voorkomen bij zowel angst als depressie. Omdat deze twee stoornissen zo vaak samen voorkomen valt te vermoeden dat ze ontstaan uit dezelfde onderliggende mechanismen, die vervolgens aanleiding zouden kunnen geven tot cognities die inhoudelijk niet veel van elkaar verschillen (Dozois, Seeds, & Collins, 2009; Ginsburg et al., 2009), vooral wanneer de klachten niet ernstig zijn (Clark, Steer, Beck, & Snow, 1996; Steer, Beck, Clark, & Beck, 1994). Om meer inzicht te krijgen in de aard en de rol van cognities bij depressie en angst, en om het effect van CGT op cognities te kunnen meten, is het van belang om over instrumenten te beschikken waarmee cognities gemeten kunnen worden. Er zijn in Nederland en daarbuiten maar weinig vragenlijsten voor kinderen en adolescenten die cognities bij depressie en angst meten (Hogendoorn et al., 2010; Ingram, Nelson, Steidtmann, & Bistricky, 2007b; Kingery et al., 2009; Nederlands Jeugd Instituut, z.j). Twee zelfrapportagevragenlijsten die uitsluitend cognities (en geen lichamelijke of gedragsmatige symptomen) meten en die gebaseerd zijn op Becks cognitieve theorie zijn de Children s Automatic Thoughts Scale (CATS, Schniering & Rapee, 2002) en de Children s Negative Cognitive Error Questionnaire (CNCEQ; Leitenberg et al., 1986). De CATS meet de frequentie van automatische gedachten over sociale dreiging (sociale uitsluiting), fysieke dreiging (mentale en fysieke schade), persoonlijk falen (tekortschieten, niet goed genoeg zijn) en vijandigheid (van zelf naar anderen en de verwachting dat anderen vijandig zijn). Het vier-factormodel van deze schaal wordt gesteund

7 7 door onderzoek (o.a. Schniering & Rapee, 2002, 2004; Schniering & Lyneham, 2007). Ook scoren angstige en depressieve kinderen hoger op de CATS dan normale kinderen (Micco & Ehrenreich, 2009; Schniering & Rapee, 2002, 2004), en blijkt de CATS in staat om kinderen met een angststoornis te onderscheiden van kinderen met een depressie (Schniering & Rapee, 2002). Onderzoek bij normale en klinische populaties liet de volgende relaties zien tussen de schalen en angst en depressie. De schaal sociale dreiging correleerde zowel met angst als met depressie bij Hogendoorn et al., (2010) en Micco en Ehrenreich (2009). Schniering en Rapee (2002, 2004) vonden dit ook, maar in hun onderzoek uit 2004 bleek dat sociale dreiging alleen een voorspeller was voor angst, niet voor depressie. In dit onderzoek correleerde de schaal fysieke dreiging eveneens zowel met angst als depressie, maar was het hiervoor geen voorspeller. Ook in ander onderzoek correleerde fysieke dreiging met zowel angst als depressie (Hogendoorn, 2010; Schniering & Rapee, 2002). Alleen in onderzoek van Micco en Ehrenreich (2009) correleerde fysieke dreiging sterker met angst dan met depressie. De schaal persoonlijk falen was in het onderzoek van Schniering en Rapee (2004) een voorspeller voor depressie maar niet voor angst. Ook in een eerdere studie correleerde persoonlijk falen sterker met depressie met angst (Schniering & Rapee, 2002), en bleek de schaal gecorreleerd aan depressie in onderzoek van Kercher et al. (2009). Echter, correlaties tussen persoonlijk falen en depressie en angst waren gelijk in onderzoek van Hogendoorn et al. (2009) en Micco en Ehrenreich (2009). De schaal vijandigheid correleerde matig zowel met angst als met depressie bij Hogendoorn et al. (2010) en Schniering en Lyneham (2007). Uit de resultaten van deze onderzoeken blijkt dus geen eenduidige, unieke relatie tussen de afzonderlijke soort gedachten en depressie of angst. Dit hoeft niet te betekenen dat een dergelijke relatie niet bestaat; zulke resultaten kunnen ook voortkomen uit bijvoorbeeld het soort analyses die zijn gedaan (is bijvoorbeeld alleen gekeken naar correlaties of zijn er regressieanalyses

8 8 uitgevoerd), als effect van meetinstrumenten wanneer deze niet zo specifiek zijn of van mogelijke leeftijdseffecten. De CNCEQ is ontwikkeld om vier categorieën denkfouten te meten: 1) catastroferen (denken dat het ergste is gebeurd of zal gebeuren); 2) overgeneralisatie (regels en conclusies formuleren op basis van beperkte informatie en deze breed en op ongerelateerde situaties toepassen); 3) personalisatie (ten onrechte denken dat men zelf de oorzaak is van gebeurtenissen, situaties en reacties van anderen); en 4) selectieve abstractie (focussen op een negatief aspect of detail van een situatie en het belang ervan uitvergroten, waardoor de gehele situatie negatief gekleurd raakt) (Yurica & DiTomasso, 2005). Er is evidentie dat de CNCEQ een unieke correlatie heeft met depressieklachten (versus angstklachten), maar ook dat hij correleert met angstklachten (Marsee, Weems, & Taylor, 2008) en met zowel angst- als depressieklachten wanneer deze beide werden gemeten (Flouri & Panourgia, 2011; Leitenberg et al., 1989; Ostrander, Nay, Anderson & Jensen, 1995; Weems, Costa, Watts, Taylor, & Cannon, 2007); Robins en Hinkley (1989) vonden echter geen relatie tussen de CNCEQ en depressie. Ook is een relatie gevonden tussen CNCEQ scores en de ernst van depressie (Kingery et al, 2009) en blijken de scores van nut bij het meten van cognitieve verandering bij behandeling van depressie (Aydin, Tekinsav-Sütçü, & Sorias, 2010; Tems, Stewart, Skinner, Hughes, & Emslie, 1993). Daarnaast differentieert de CNCEQ tussen depressieve en nietdepressieve kinderen (Cannon & Weems, 2010; Kempton, Van Hasselt, Bukstein, & Null, 1994; Leitenberg et al., 1986; Tems et al., 1993), tussen kinderen met angstklachten, dysthymie en comorbide angst- en dysthymieklachten (Epkins, 1996), tussen kinderen met veel of weinig testangst (Leitenberg et al., 1986) en tussen kinderen met internaliserende of externaliserende problemen (Leung & Wong, 1998). Onderzoek naar het verband tussen de verschillende subschalen van de CNCEQ en angst en depressie laat gemengde bevindingen zien. Bij angstige kinderen en adolescenten

9 9 werd een verband gevonden tussen overgeneralisatie en angst (Epkins, 1996; Weems et al., 2001), en tussen overgeneralisatie en depressie (Weems et al., 2001). Catastroferen was gerelateerd aan zowel angst als depressie (Weems et al., 2001), net als personalisatie; Epkins (1996) vond echter alleen een verband tussen personalisatie en angst, niet depressie. Selectieve abstractie voorspelde in het onderzoek van Weems et al. (2010) depressie, maar de angstige en dysforische kinderen in Epkins onderzoek (1996) rapporteerden evenveel selectieve abstractie. Leitenberg et al. (1986) vonden geen verschil in de mate waarin afzonderlijke denkfouten werden gerapporteerd binnen groepen angstige en depressieve proefpersonen. In onderzoek van Kingery et al. (2009) ten slotte werd geen verband gevonden tussen afzonderlijke denkfouten en depressie of angst, en bleek uiteindelijk alleen depressie te correleren met denkfouten. De psychometrische kwaliteiten van de CNCEQ zijn zwak: er is nauwelijks steun gevonden voor het bedoelde vier-factormodel (Kingery et al, 2009; zie Maric et al., 2011). De CNCEQ is gebaseerd op een instrument om denkfouten bij depressieve volwassenen te meten; maar deze denkfouten komen ook voor bij angst, zoals beschreven. In de praktijk wordt de CNCEQ ook vaak gebruikt om angst te meten. Maric et al. (2011) beargumenteren daarom dat voordat hij als betrouwbare angstmeting kan gelden, de CNCEQ ook naar denkfouten moet vragen die volgens de theorie typerend zijn voor angststoornissen, zoals concluderen dat een situatie (sociaal of fysiek) bedreigend is of denken dat men stressvolle situaties niet aankan. Maric et al. (2011) hebben daarom recentelijk een verfijnde en uitgebreide versie ontwikkeld van de CNCEQ, de CNCEQ-Revised (CNCEQ-R). Items die meerdere denkfouten vertegenwoordigden werden verwijderd, en items die denkfouten bij angst vertegenwoordigden werden toegevoegd. Factoranalyse steunde de veronderstelling van vijf schalen: selectieve abstractie, personalisatie zonder gedachtelezen (hierna aangeduid als personalisatie ), overgeneralisatie, onderschatting van het eigen vermogen om te gaan met

10 10 stressvolle situaties (hierna aangeduid als onderschatting ) en gedachtelezen (denken dat anderen negatief over je denken of negatief reageren terwijl daar geen specifiek bewijs voor is; Maric et al., 2011). 1 De laatste twee schalen bleken in lijn met de verwachtingen sterke voorspellers voor angst (zoals gemeten met de Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders-Short; Birmaher et al., 1999). Ook overgeneralisatie voorspelde angst. Selectieve abstractie hield geen verband met angst. Personalisatie had een lage correlatie met angst en was geen voorspeller. Maric et al. (2011) vroegen zich af of deze nieuwe schaal misschien een zuiverder maat voor negatieve interne attributies was, wat in verband wordt gebracht met depressie (Joiner & Wagner, 1995; Leung & Wong, 1998). De correlaties tussen de subschalen onderling waren lager dan die van de CNCEQ, wat mogelijk aangeeft dat de nieuwe versie beter onderscheid maakt tussen verschillende categorieën denkfouten. Maar de makers wijzen erop dat er toch, hoewel matige, correlaties bestonden tussen de schalen, wat kan betekenen dat de denkfouten voortkwamen uit een onderliggende, meer algemene verstoring in de informatieverwerking (Maric et al., 2011). De resultaten van de CNCEQ-R zijn veelbelovend. Dit geldt in ieder geval voor het meten van denkfouten die specifiek verband houden met angst. Wat bij het ontwikkelen van de CNCEQ-R echter nog niet is getoetst, is de samenhang tussen de herziene subschalen en depressie. In het huidige onderzoek zal daarom naast een angstmaat, de Multidimensional Anxiety Scale for Children (MASC; Utens & Ferdinand, 2000; de Nederlandse vertaling van March, Parker, Sullivan, Stallings, & Conners, 1997) ook een depressiemaat, de Children s Depression Inventory (CDI; Braet & Timbremont, 2002; de Nederlandse vertaling van Kovacs, 1992) worden afgenomen. De CDI en MASC worden gebruikt als 1 Bij het ontwikkelen van de CNCEQ-R gingen de makers uit van de schalen selectieve abstractie, overgeneralisatie, onderschatting van het eigen vermogen om te gaan met stressvolle situaties, threat conclusion (concluderen dat er sprake is van sociale en fysieke dreiging) en personalisatie. De schaal threat conclusion werd na factoranalyse opgesplitst in de schalen gedachtelezen en personalisatie zonder gedachtelezen. De schaal gedachtelezen bestaat in totaal uit twee sociale dreiging items van de threat conclusion schaal en twee van de oorspronkelijke personalisatie-items. De schaal personalisatie zonder gedachtelezen bestaat uit drie van de oorspronkelijke personalisatie-items.

11 11 screeningsinstrumenten voor respectievelijk depressie en angststoornissen (Nederlands Jeugd Instituut, z. j.). De CDI meet naast cognitieve ook affectieve en gedragsmatige symptomen van depressie; de MASC meet voornamelijk affectieve en lichamelijke symptomen van angst (Nederlands Jeugd Instituut, z. j.). Ook de CATS is recentelijk aangepast. In 2010 is een nieuwe schaal toegevoegd die de frequentie van positieve automatische gedachten meet, waarmee de rol van de relatieve aan- of afwezigheid van positieve gedachten bij emotionele stoornissen kan worden onderzocht (CATS-Negative/Positive: CATS-N/P; Hogendoorn et al., 2010). Zo is gevonden dat hoe meer depressie- en angstsymptomen volwassenen melden, hoe minder positieve gedachten zij rapporteren (voor een overzicht zie Boelen, 2007). Ook bij kinderen en adolescenten vonden Hogendoorn et al. (2010) een negatieve correlatie tussen positieve gedachten en depressie- en angstsymptomen. De vraag in het huidige onderzoek is in hoeverre scores op deze twee recent aangepaste cognitieve vragenlijsten, de Children s Negative Cognitive Error Questionnaire- Revised (Maric et al., 2011) en de Children s Automatic Thoughts Scale-Negative/Positive (Hogendoorn et al., 2010) scores voorspellen op de angstvragenlijst MASC en de depressievragenlijst CDI. De bedoeling is om zo meer inzicht te krijgen in de vraag of, en zo ja, welke cognities specifiek samenhangen met deze maten van angst en depressie. Als een belangrijke correlatie wordt gevonden, verleent dit empirische steun aan de gangbare praktijk om specifieke gedachten als graadmeter te nemen bij cognitief-theoretisch onderzoek naar depressie en angst bij jongeren en bij cognitieve gedragstherapie voor deze stoornissen bij jongeren. Op grond van Becks cognitieve theorie en onderzoek naar cognitieve specificiteit en het onderzoek van Maric et al. (2011) kunnen de volgende hypotheses met betrekking tot de CNCEQ-R opgesteld worden:

12 12 1) de schalen onderschatting en gedachtelezen zijn voorspellers van angst (MASC scores); de schalen selectieve abstractie en personalisatie zijn geen voorspellers van angst. 2) de schalen selectieve abstractie en personalisatie zijn voorspellers van depressie (CDI scores); de schalen onderschatting en gedachtelezen zijn geen voorspellers van depressie. Uitgaand van eerder onderzoek zou verwacht kunnen worden dat overgeneralisatie samenhangt met zowel depressie als angst (Cannon & Weems, 2010; Epkins, 1996; Leitenberg et al., 1998; Weems et al., 2001). Deze studies hebben echter gebruik gemaakt van de CNCEQ, die zoals hierboven beschreven geen zuivere maat is voor angst- en depressiespecifieke cognitieve fouten. Daarom wordt met betrekking tot overgeneralisatie alleen exploratief gekeken in hoeverre de schaal samenhangt met depressie en angst. Wat de CATS-N/P betreft, zijn de hypotheses als volgt: 3) de schalen sociale dreiging en fysieke dreiging zijn een voorspeller van angst (zie Beck, 1985); de schaal persoonlijk falen is geen voorspeller van angst. 4) de schaal persoonlijk falen is een voorspeller van depressie (zie Beck, 1991); de schalen sociale dreiging en fysieke dreiging zijn geen voorspeller van depressie. 5) de schaal positieve gedachten zal negatief correleren met zowel de angst- als de depressiescores (Hogendoorn et al., 2010). De schaal vijandigheid correleerde in onderzoek matig met angst en depressie en sterker met externaliserende stoornissen (Hogendoorn et al., 2010; Schniering & Lyneham, 2007; Schniering & Rapee, 2002, 2004). Daarom wordt er geen hypothese met betrekking tot deze schaal opgesteld maar zal verkennend worden onderzocht in welke mate deze subschaal samenhangt met depressie en angst. Bij vorig onderzoek werd een relatie gevonden tussen leeftijd en scores op de CATS (Bodden & Bögels, 2006; Hogendoorn et al., 2010; Schniering & Lyneham, 2007) en op de

13 13 CNCEQ (Cannon & Weems, 2010; Cole & Turner, 1993; Karakaya et al., 2007; Leitenberg et al., 1986; Turner & Cole, 1994; Weems et al., 2001). Bij Bodden & Bögels (2006) en Schniering & Lyneham (2007) scoorden adolescenten hoger dan kinderen op CATS schalen sociale dreiging en persoonlijk falen, terwijl in het onderzoek van Hogendoorn et al. (2010) kinderen hoger scoorden dan adolescenten op deze schalen en de fysieke dreiging schaal. Op de CNCEQ vonden Karakaya et al. (2007) en Leitenberg et al. (1986) dat kinderen hogere totaalscores hadden dan adolescenten; Leitenberg et al. (1986) vonden daarnaast dat jongere kinderen ook hoger scoorden op de schaal catastroferen dan de oudere kinderen. In ander onderzoek werd geen invloed gevonden van leeftijd op CATS (Schniering & Rapee, 2002, 2004) of op CNCEQ scores (Epkins, 1998; Kingery et al., 2009; Ostrander et al., 1995; Robins & Hinkley, 1989; Weems et al., 2007). Daarom wordt in een verkennende analyse gekeken naar een mogelijk leeftijdseffect. Methode Proefpersonen De proefpersonen waren 281 leerlingen van zes verschillende basisscholen en middelbare scholen in de Randstad. Hiervan waren 78 (27.9%) afkomstig van de basisschool, 96 (34.4%) van het vmbo en 106 (37.9%) van het vwo. De leeftijd van de proefpersonen lag tussen de 9 en 17 jaar (M = 12.46; SD = 0,41). Er deden 131 jongens (47%) en 149 meisjes (53%) mee aan het onderzoek; één proefpersoon had geen geslacht opgegeven. De meeste proefpersonen waren geboren in Nederland (269; 95.7%); de overige 4.3% waren geboren in andere landen in Europa, Azië en Noord- en Zuid-Amerika. De meeste moeders van de proefpersonen waren ook geboren in Nederland (85%); 2,5% van hen waren geboren in Suriname, 1.1% op de Nederlandse Antillen, 1.4% in Turkije; de overige 8.9% waren elders geboren. Van de vaders was 87.9% geboren in Nederland; 1.4% in Suriname, 0.4% op de Nederlandse Antillen, 1.1% in Turkije, en de overige 7.8% elders.

14 14 Procedure De data zijn in 2010 en 2011 verzameld. Vier vragenlijsten die hieronder worden beschreven, de CNCEQ-R, CATS-N/P, MASC en CDI werden op de scholen van de leerlingen afgenomen onder toezicht van een proefleider en soms ook een docent. Afname gebeurde met toestemming van de Commissie Ethiek van de Universiteit van Amsterdam en Leiden. Alleen kinderen van wie de ouders passief consent hadden verleend namen deel aan het onderzoek; voorafgaand aan afname was ook actief informed consent gevraagd aan de proefpersonen zelf. Het invullen van de vragenlijsten duurde 30 tot 40 minuten. Meetinstrumenten Children s Negative Cognitive Error Questionnaire-Revised (CNCEQ-R; Maric, et al., 2011). Deze vragenlijst naar denkfouten bij jongeren van 9-17 jaar bevat 16 items verdeeld over vijf schalen. De schalen zijn onderschatting van het vermogen om te gaan met stressvolle situaties ( onderschatting ; drie items); personalisatie zonder gedachtelezen ( personalisatie ; drie items); selectieve abstractie (drie items); overgeneralisatie (drie items); en gedachtelezen (vier items). Bij ieder item wordt een situatie beschreven en een gedachte die iemand zou kunnen hebben naar aanleiding van die situatie. Op een 5-puntsschaal moet worden aangegeven in hoeverre de gedachte lijkt op een gedachte die de invuller zou kunnen hebben, door het omcirkelen van de meest toepasselijke reactie. Een voorbeelditem is: Je ziet twee van je vrienden/vriendinnen met elkaar praten in de pauze. Terwijl je naar ze toe loopt, gaan zij naar het schoolplein en praten verder. Jij denkt: Misschien zijn ze boos op mij over iets. Deze gedachte lijkt: bijna precies op wat ik zou denken (5); veel op wat ik zou denken (4); een beetje op wat ik zou denken (3); maar een klein beetje op wat ik zou denken (2); helemaal niet op wat ik zou denken (1). De scores lopen van Deze vragenlijst is nog niet gebruikt door derden en is niet getest door COTAN. Bij ontwikkeling van de test zijn de volgende gegevens gevonden. De test-hertest

15 15 betrouwbaarheid van totale score is goed, met een Pearson correlatiecoëfficiënt van.90. Van de subschalen was deze:.77 (onderschatting);.85 (personalisatie);.71 (selectieve abstractie);.82 (overgeneralisatie); en.74 (gedachtelezen). De interne betrouwbaarheid van de totale test gemeten met Cronbachs alpha is goed (.80). De alpha s voor de vijf subschalen zijn respectievelijk:.58,.60,.35,.53, en.62. De gemiddelde intra-itemcorrelaties (gemiddelde correlaties tussen de items binnen elke schaal) is:.32 voor de items van de schaal onderschatting,.33 voor personalisatie-items,.15 voor selectieve abstractie,.27 voor overgeneralisatie en.29 voor gedachtelezen. De makers wijzen erop dat de lage correlaties het gevolg kunnen zijn van het kleine aantal vragen per schaal. De gemiddelde interitemcorrelaties (de correlaties tussen items van een schaal met items van de andere vier schalen) liggen lager, met correlaties van respectievelijk.18,.19,.13,.17 en.17. In het huidige onderzoek was de betrouwbaarheid van de totale CNCEQ-R acceptabel met.72. Voor de subschalen was de betrouwbaarheid laag:.40 (selectieve abstractie);.52 (personalisatie);.44 (onderschatting);.41 (overgeneralisatie) en.53 (gedachtelezen). De correlaties tussen de subschalen lag over het algemeen iets lager dan bij Maric et al. (2011). De correlatie was matig tussen personalisatie en gedachtelezen (.43); er was geen correlatie tussen selectieve abstractie en onderschatting (.08) en laag tussen de overige schalen. Voor dit onderzoek werd een exploratieve factoranalyse uitgevoerd. Omdat aangenomen werd dat er correlatie zou bestaan tussen de items, werd een principale factoranalyse met oblique rotatie uitgevoerd (Maric et al., 2011; Tabachnick & Fidell, 2001). Er werden initieel vijf componenten met een eigenvalue van 1 of hoger gevonden (3.7, 1.53, 1.31, 1.06, 1.00). Deze vijf componenten verklaarden respectievelijk 20.42%, 9.58%, 8.17%, 6.60% en 6.27% van de totale variantie (samen: 51.04%). In Tabel 1 staan de itemladingen (vanaf.100) weergegeven.

16 16 Tabel 1 Componentenladingen van de CNCEQ-R items (PCA, oblique rotatie) Componenten Item schaal PER GL PER PER SA GL SA OND OND OV OND OV OV SA GL GL Noot. Ladingen weergegeven vanaf.100. Ladingen >.400 zijn vet gedrukt. Noot. SA = selectieve abstractie, PER = personalisatie zonder gedachtelezen, OND = onderschatting van het eigen vermogen om te gaan met stressvolle situaties, OV = overgeneralisatie, GL = gedachtelezen. Drie items die op de CNCEQ-R bij de schaal PER hoorden laadden hoog op de eerste component, naast een item van de GL schaal. Twee SA items laadden op de tweede component, hier ook naast een GL item. Twee OND items laadden op de derde component,

17 17 naast een OV item. Op de vierde component laadden twee OV items en een SA item. Ten slotte laadden twee GL items op de vijfde component. Een item (OND item 7) laadde niet op een component; de hoogste lading van dit item was op de tweede component (-.382). Deze verdeling komt niet geheel overeen met de resultaten van de factoranalyse van Maric et al. (2011). Wel is te zien dat per component steeds de meerderheid van de items wel tot dezelfde CNCEQ-R schaal behoorden. Van de niet-redundante residuen had 60% een waarde >.05. Dit kan betekenen dat het model niet goed past op de data (Field, 2005; Tabachnick & Fidell, 2001). Verder waren er meerdere residuen van >.10, wat kan wijzen op de aanwezigheid van andere factoren. Children s Automatic Thoughts Scale-Negative/Positive (CATS-N/P; Schniering & Rapee, 2002; Nederlandse vertaling en bewerking door Hogendoorn, et al., 2010). De CATS- N/P vraagt naar automatische gedachten bij jongeren van 8-18 jaar. De lijst bevat 50 items verdeeld over vijf schalen van ieder 10 items: fysieke dreiging, sociale dreiging, persoonlijk falen, vijandigheid en positieve gedachten. De invuller wordt gevraagd op een 5-puntsschaal aan te geven hoe vaak hij of zij in de afgelopen week elk van 50 gedachten had (0 = nooit - 4 = altijd). Een voorbeelditem is Kinderen zullen denken dat ik stom ben. Scores lopen van (totaal van de negatieve gedachten) en 0-40 (positieve gedachten). De vragenlijst is niet beoordeeld door COTAN. De makers berekenden de interne betrouwbaarheid op Cronbachs alpha.94 voor de eerste vier schalen in totaal en alpha.86 voor de schaal positieve gedachten (Hogendoorn et al., 2010). De test-hertestbetrouwbaarheid was voldoende tot goed voor de vijf schalen. In het huidige onderzoek was Cronbachs alpha voor CATS-Negatief totaal uitstekend:.90, en acceptabel tot goed voor de subschalen:.84 (persoonlijk falen);.77 (fysieke dreiging);.84 (sociale dreiging);.84 (vijandigheid) en.87 (positieve gedachten).

18 18 Multidimensional Anxiety Scale for Children (MASC; March et al., 1997; Nederlandse vertaling door Utens & Ferdinand, 2000). De MASC bevat 39 items over angstsymptomen bij jongeren van 8-18 jaar. De items zijn verdeeld over vier schalen: fysieke symptomen, sociale angst, vermijding en separatiepaniek. Deze eerste drie schalen zijn verder onderverdeeld in een aantal subschalen. De schaal fysieke symptomen onderscheidt somatische symptomen van spanningssymptomen. De schade vermijdingschaal maakt onderscheid tussen symptomen van perfectionisme en angstige-copingsymptomen. De sociale angstschaal maakt onderscheid tussen angst om voor gek te staan en angst om voor meerdere mensen iets te doen (Nederlands Jeugd Instituut, z. j.). De scores lopen van De betrouwbaarheid en validiteit van de Nederlandse versie zijn nog niet getoetst. Onderzoek naar de Engelstalige versie heeft aangetoond dat het een valide instrument is (Nederlands Jeugd Instituut, z. j.), met een goede interne betrouwbaarheid (Cronbachs alpha =.90) en voldoende tot zeer goede test-hertestbetrouwbaarheid van de schalen (March et al., 1997). Children s Depression Inventory (CDI; Kovacs, M., 1992; Nederlandse vertaling door Timbremont, B., Braet, C. & Roelofs, J., 2002). De CDI vraagt naar symptomen van depressie bij jongeren van 7-18 jaar en bevat 27 items. Een vraag over suïcide wordt in dit onderzoek om ethische redenen weggelaten; deze wordt niet bij een normale populatie kinderen gebruikt. Hierdoor blijven er 26 items over. De items meten cognitieve, affectieve en gedragsmatige symptomen van depressie. Items gaan onder andere over droefheid, pessimisme, anhedonie en zelfdevaluatie. Elk item bestaat uit drie zinnen, waarvan de invuller er één moet aanvinken die het best beschrijft wat hij of zij zich in de laatste twee weken heeft gevoeld of gedacht. Een voorbeelditem is: Ik ben soms verdrietig. / Ik ben vaak verdrietig. / Ik ben altijd verdrietig. De scores lopen van De CDI is beoordeeld door COTAN. De begripsvaliditeit werd als voldoende beoordeeld; de criteriumvaliditeit werd wegens een gebrek aan onderzoek als onvoldoende beoordeeld. De betrouwbaarheid werd voldoende geacht, met een interne

19 19 betrouwbaarheidscoëfficiënt alpha van.86 bij jongeren van jaar. De Pearson correlatiecoëfficiënt voor de test-hertestvaliditeit was.86 bij adolescenten. Onderzoek van Roelofs et al. (2010) naar de discriminante validiteit van de Nederlandstalige CDI wees uit dat de scores sterker samenhingen met depressie dan met angst. Resultaten Na verkenning van de data zijn de gegevens van één proefpersoon verwijderd uit de analyses vanwege scores met extreem hoge z-waarden en Mahalanobis-afstanden, die een buitenproportionele invloed hadden op sommige regressieanalyses (Field, 2005; Tabachnick & Fidell, 2001). Bij een andere proefpersoon ontbrak een antwoord op een vraag van de CDI; een gemiddelde score is ingevoerd ter vervanging. Een derde proefpersoon had de CATS-N/P vragenlijst niet ingevuld; de gegevens van deze persoon zijn niet meegenomen in de analyses met de CATS-N/P. Onderzoeksresultaten Tabel 2 geeft de gemiddelden en standaarddeviaties weer van de scores op de vier gebruikte vragenlijsten, de MASC, CDI, CNCEQ-R en CATS-N/P.

20 20 Tabel 2 Gemiddelden, Standaarddeviaties (SD), scorebereik en aantal proefpersonen (N) Gemiddelde SD Scorebereik N MASC totale score CDI totale score CNCEQ-R Totaal SA PER OND OV GL CATS-N/P Totaal N FAAL FYS SOC VIJ POS Noot. CNCEQ-R: SA = selectieve abstractie, PER = personalisatie zonder gedachtelezen, OND = onderschatting van het eigen vermogen om te gaan met stressvolle situaties, OV = overgeneralisatie, GL = gedachtelezen. CATS-N/P: Totaal N = totaal van de negatieve automatische gedachten; FAAL = persoonlijk falen, FYS = fysieke dreiging, SOC = sociale dreiging, VIJ = vijandigheid, POS = positieve gedachten. Hoofdanalyses Voorspellen denkfouten angst? Om te meten of denkfouten (CNCEQ-R scores) de angstscores (MASC scores) voorspellen werd een meervoudige regressieanalyse uitgevoerd

21 21 met MASC totaal scores als afhankelijke variabele en de CNCEQ-R subschaalscores gelijktijdig ingevoerd als predictors (N = 280). Zie Tabel 3 voor een samenvatting van de resultaten. Tabel 3 Meervoudige regressieanalyse van de predictors (CNCEQ-R schalen) voor angst (MASC) B SE B r semi-partiële r Constante 7.36* 3.30 SA PER **.07 OND 1.70** **.25 OV **.07 GL 1.52** **.27 Noot. SA = selectieve abstractie, PER = personalisatie zonder gedachtelezen, OND = onderschatting van het eigen vermogen om te gaan met stressvolle situaties, OV = overgeneralisatie, GL = gedachtelezen. * p <.05, ** p <.001. De correlatiecoëfficiënt van het model verschilde met.54 significant van nul, F(5, 274) = 22.86, p <.001. De R 2 van.29 betekent dat 29% van de variantie in de MASC scores voorspeld werd door negatieve denkfouten. De schalen OND en GL waren significante voorspellers voor de MASC scores, met een 95% betrouwbaarheidsinterval (BI) van respectievelijk en SA en PER waren daarentegen geen voorspeller. Verder had de schaal SA een negatieve (niet-significante) semi-partiële correlatie met de MASC scores. Voorspellen denkfouten depressie? In een meervoudige regressieanalyse werd de CDI totaalscore ingevoerd als afhankelijke variabele en de CNCEQ-R subschaalscores

22 22 gelijktijdig als predictors (N = 280). Zie Tabel 4 voor de uitkomsten van de meervoudige regressieanalyse. Tabel 4 Meervoudige regressieanalyse van de predictors (CNCEQ-R schalen) voor depressie (CDI) B SE B r semi-partiële r Constante SA.67** **.28 PER *.04 OND *.11 OV **.10 GL *.01 Noot. SA = selectieve abstractie, PER = personalisatie zonder gedachtelezen, OND = onderschatting van het eigen vermogen om te gaan met stressvolle situaties, OV = overgeneralisatie, GL = gedachtelezen. * p <.01. De correlatiecoëfficiënt van het model verschilde met.40 significant van nul, F(5, 274) = 10.29, p <.001. Zestien procent van de variantie in de CDI scores werd voorspeld door negatieve denkfouten (R 2 =.16). De subschaal SA is een sterke voorspeller voor de CDI scores, met een 95% BI van bèta (B) van , terwijl de schalen OND, OV en GL geen significante bijdrage leveren aan de CDI scores, hoewel OV in de buurt van significantie kwam met p =.08. Ook de schaal PER was geen voorspeller van CDI scores. Wat is de relatie tussen de denkfout overgeneralisatie en angst en depressie? Verkennend werd onderzocht in hoeverre de CNCEQ-R subschaal OV samenhangt met de scores op de MASC en CDI. De zero-order correlatie, berekend met Pearsons correlatiecoëfficiënt waren significant maar klein (zie respectievelijk Tabel 3 en 4). In de

23 23 meervoudige regressieanalyses die zijn uitgevoerd bij de hypotheses is OV geen voorspeller voor de MASC score maar kwam OV als voorspeller van de CDI in de buurt met een significantieniveau van p =.08 (zie Tabel 3 en 4). Voorspellen automatische negatieve gedachten angst? De MASC totaalscores werden in een meervoudige regressieanalyse ingevoerd als afhankelijke variabele en de CATS-N subschaalscores gelijktijdig als predictors (N = 279). Tabel 5 geeft een overzicht van de regressieanalyse. Tabel 5 Meervoudige regressieanalyse van de predictors (CATS-N schalen) voor angst (MASC) B SE B r semi-partiële r Constante 27.66** 1.42 FAAL **.01 FYS.50* **.11 SOC 1.48** **.41 VIJ -.38** Noot. FAAL = persoonlijk falen, FYS = fysieke dreiging, SOC = sociale dreiging, VIJ = vijandigheid. * p <.05, ** p <.001. De correlatiecoëfficiënt van het model verschilde met.61 significant van nul, F(4, 274) = 41.11, p <.001. De R 2 van.38 duidt aan dat 38% van de variantie in de MASC scores voorspeld werd door negatieve automatische gedachten. De schalen FYS en SOC voorspelden de MASC scores (95% BI respectievelijk 0,07-0,93 en 1,13-1,82). Ook de schaal VIJ bleek een voorspeller (95% BI ); de VIJ scores hadden geen significante zero-order correlatie met de MASC scores, maar gecorrigeerd voor de andere schalen hadden ze de op één na hoogste unieke correlatie met de MASC scores; de richting van de correlatie is negatief (hogere VIJ scores hangen samen met lagere MASC scores). Dit wijst erop dat VIJ een

24 24 zogenaamde onderdrukkende variabele is: hoewel VIJ zelf niet sterk gecorreleerd is aan MASC maar sterker met andere CATS-N subschalen (Pearsons correlatie met FYS:.31, SOC:.17 en FAAL.29) zorgt toevoeging van de VIJ schaal aan de regressieanalyse voor het onderdrukken van irrelevante variantie in de predictors waarvan het regressiegewicht toeneemt (Tabachnick & Fidell, 2007). Uit een exploratieve hiërarchische regressieanalyse waarbij VIJ in stap 2 werd toegevoegd bleek VIJ een onderdrukker voor FYS. Toevoeging van VIJ zorgde voor een R 2 verandering van 3.1% ten opzichte van een model zonder VIJ (p <.001). Voorspellen negatieve automatische gedachten depressie? Een meervoudige lineaire regressieanalyse werd uitgevoerd waarbij de CDI totaal score als afhankelijke variabele werd ingevoerd en de CATS-N subschaalscores gelijktijdig als predictors (N = 279). Tabel 6 geeft een samenvatting van de regressieanalyse. Tabel 6 Meervoudige regressieanalyse van de predictors (CATS-N schalen) voor depressie (CDI) B SE B r semi-partiële r Constante 3.00**.48 FAAL.54** **.31 FYS **.06 SOC **.07 VIJ.11* **.14 Noot. FAAL = persoonlijk falen, FYS = fysieke dreiging, SOC = sociale dreiging, VIJ = vijandigheid. * p <.05, ** p <.001. De correlatiecoëfficiënt van het model verschilde met.66 significant van nul, F(4, 274) = 54.02, p <.001. De R 2 van.44 betekent dat 44% van de variantie in de CDI scores voorspeld

25 25 werd door negatieve automatische gedachten. FAAL bleek CDI scores te voorspellen (95% BI ), evenals de schaal VIJ (95% BI ). Welke richting heeft de correlatie tussen positieve automatische gedachten angst en depressie? De correlatie tussen de CATS-N/P subschaal positieve gedachten en de CDI en MASC scores werd getoetst met berekening van Pearsons correlatiecoëfficiënt. Deze toonde aan dat de schaal positieve gedachten negatief correleerde met CDI scores, r = -.41, p <.001 en met MASC scores, r = -.13, p <.05 (beide eenzijdig). Wat is de relatie tussen vijandigheid en angst en depressie? De mate van samenhang tussen de CATS-N/P subschaal VIJ en de scores op de MASC en CDI is eveneens onderzocht met berekening van Pearsons correlatiecoëfficiënt. De zero-order correlatie tussen VIJ en MASC is niet significant (en negatief), en tussen VIJ en CDI significant maar klein (zie tabel X). In de hierboven beschreven meervoudige regressieanalyses is VIJ een voorspeller van zowel MASC als CDI scores (VIJ bleek een onderdrukkende variabele in de regressieanalyse met MASC als afhankelijke variabele). Is er een effect van leeftijd op angst en depressie? Met ANOVA s is onderzocht of leeftijd een effect had op de CNCEQ-R en CATS-N/P totale scores. In overeenstemming met eerder onderzoek naar leeftijdsverschillen op de CNCEQ-R en CATS-N/P is de groep verdeeld in een groep kinderen tot 12 jaar en een groep vanaf 12 jaar (Bodden & Bögels, 2006; Hogendoorn et al., 2010; Marsee et al., 2008; Schniering & Rapee, 2002; Weems et al., 2007). Om de invloed van leeftijd gedetailleerder te onderzoeken werden de adolescenten (de jongeren van 12 jaar en ouder) verdeeld in een groep van en jaar (zie ook Kingery et al., 2009). De groepen waren als volgt verdeeld: 9-11 jaar, n = 52 (waarvan slechts één negenjarige), 12-14, n = 188 en 15-17, n = 38 (totaal N = 279). Omdat de groepen niet gelijk verdeeld waren en de varianties binnen de CNCEQ-R schaal MR en de CATS-N/P schaal VIJ niet gelijk waren is de Games-Howell procedure gebruikt om de groepen te

26 26 vergelijken (Field, 2005). Zie Tabel 7 voor de gemiddelden en standaarddeviaties per leeftijdsgroep. Tabel 7 Gemiddelden (standaarddeviaties) op de CNCEQ-R en CATS-N/P per leeftijdsgroep Schaal 9-11 jaar jaar jaar Totaal CNCEQ-R Totaal (8.15) (7.44) (6.86) (7.64) SA 6.46 (2.37) 6.13 (2.22) 6.16 (2.41) 6.20 (2.27) PER 7.23 (2.33) 6.39 (2.22) 6.08 (1.96) 6.50 (2.23) OND 7.19 (2.64) 6.38 (2.30) 6.24 (2.20) 6.51 (2.36) OV 6.37 (2.27) 5.24 (2.03) 5.61 (2.06) 5.50 (2.12) GL 9.15 (3.38) 8.49 (2.69) 7.68 (2.84) 8.50 (2.87) CATS-N/P Totaal N (13.77) (16.07) (17.83) (15.88) FAAL 4.38 (4.29) 4.10 (4.42) 4.50 (5.94) 4.21 (4.62) FYS 4.92 (4.17) 4.30 (4.29) 5.47 (5.73) 4.58 (4.50) SOC 5.35 (3.67) 6.22 (5.68) 5.71 (4.13) 5.99 (5.17) VIJ 9.77 (5.47) (7.25) (8.31) (7.11) POS (7.23) (7.14) (7.27) (7.17) Noot. CNCEQ-R: SA = selectieve abstractie, PER = personalisatie zonder gedachtelezen, OND = onderschatting van het eigen vermogen om te gaan met stressvolle situaties, OV = overgeneralisatie, GL = gedachtelezen. CATS-N/P: Totaal N = totaal van de negatieve automatische gedachten; FAAL = persoonlijk falen, FYS = fysieke dreiging, SOC = sociale dreiging, VIJ = vijandigheid, POS = positieve gedachten. Op de CATS-N/P werden geen leeftijdsverschillen gevonden. Op de CNCEQ-R werden drie leeftijdsverschillen gevonden: op de totale schaal hadden 9-11-jarigen een hogere score dan

27 27 de jongeren van en 15-17, F(2,276) = 6.00, p = <.05, terwijl die van de en jarigen niet significant van elkaar verschilden. Op de subschaal PER hadden 9-11-jarigen een hogere score dan jarigen, F(2,276) = 3.78, p = <.05; de scores van de andere leeftijdsgroepen verschilden niet significant van elkaar. Op de schaal OV ten slotte scoorden de 9-11-jarigen hoger dan de jarigen, F(2,276) = 5.99, p = <.05; ook hier verschilden de scores van de andere leeftijdsgroepen niet significant van elkaar. Discussie In dit onderzoek is nagegaan in welke mate bepaalde negatieve denkfouten en automatische gedachten samenhangen met angst en depressie bij kinderen en adolescenten. Aanleiding voor dit onderzoek was de vraag of gedachten die volgens Becks cognitieve theorie samengaan met angst of depressie, gemeten met twee recent aangepaste, zuiver cognitieve vragenlijsten, een duidelijke relatie laten zien met andere maten van angst en depressie. Een van de doelen van de makers van de CNCEQ-R was het kunnen meten van cognities bij angst (Maric et al., 2011). Daartoe waren items opgenomen met betrekking tot de denkfouten onderschatting en gedachtelezen. In lijn met de bevindingen van de makers voorspelden deze denkfouten inderdaad angst en correleerden ze matig met angst (zie ook Maric et al., 2011). Het waren bovendien de enige denkfouten die angst voorspelden. Daarnaast correleerden ze slechts zwak met depressie, waarvoor ze geen voorspeller waren. Net als in eerder onderzoek correleerde de denkfout selectieve abstractie niet met angst en had het een negatieve unieke relatie met angst (hoe meer de denkfout selectieve abstractie gemaakt werd, hoe minder angst gerapporteerd werd) (Maric et al., 2011). Daarentegen correleerde selectieve abstractie wel met depressie en voorspelde het depressie. Dit was in lijn met de verwachting (zie ook Epkins, 1996; Weems et al., 2001). De denkfout personalisatie was tegen de verwachting in geen voorspeller van depressie en had ook een

28 28 lage correlatie daarmee. Personalisatie was sterker gecorreleerd aan angst, hoewel het ook daarvoor geen voorspeller bleek. Bij Maric et al. (2011) correleerde personalisatie zwak met angst en was het evenmin een voorspeller voor angst. De onderzoekers dachten dat deze schaal na hun aanpassingen misschien een zuiverder maat voor interne attributies voor negatieve gebeurtenissen was geworden en daarmee een maat voor depressie. De CNCEQ-R schaal personalisatie zonder gedachtelezen is afgeleid van de langere CNCEQ schaal personalisatie, die in eerder onderzoek verband hield met angst (Epkins, 1996; Weems et al., 2001). Bij ontwikkeling van de CNCEQ-R is na factoranalyse besloten om twee personalisatie items op te nemen in de schaal gedachtelezen en met drie andere de schaal personalisatie zonder gedachtelezen samen te stellen. Uit de factoranalyse in het huidige onderzoek bleek dat oorspronkelijk personalisatie item hoog te laden met de personalisatie items, en niet met de bedoelde gedachtelezen-items. Dit wijst erop dat in ieder geval deze twee schalen nog specifieker gemaakt kunnen voor personalisatie. Misschien is het nodig om items te vervangen en extra items toe te voegen om een langere schaal te maken. Uit een verkennende analyse bleek dat de denkfout overgeneralisatie zwak correleerde met angst en depressie (zie ook Cannon & Weems, 2010; Epkins, 1996; Leitenberg et al., 1986; Weems et al., 2001) en dat het geen voorspeller was voor angst of depressie. Als voorspeller voor depressie was overgeneralisatie wel bijna significant. De items hebben op het oog een hoog hopelessness-gehalte ( ik kan het toch niet ), een construct dat gerelateerd is aan depressie (zie Hammen & Watkins, 2008). Misschien was hopelessness in deze groep normale kinderen en adolescenten niet zo sterk en was dat de reden dat overgeneralisatie geen significante voorspeller was voor depressie. Van de gemeten automatische gedachten correleerden gedachten over sociale dreiging en fysieke dreiging matig tot sterk met zowel angst als depressie (zie ook Hogendoorn, 2010; Micco & Ehrenreich, 2009; Schniering & Rapee, 2002, 2004), maar waren ze alleen, en als

29 29 enige automatische gedachten, voorspellers voor angst. Dit is in lijn met de theorie en enkele eerder gevonden resultaten (Schniering & Rapee, 2002, 2004). Gedachten over persoonlijk falen waren volgens verwachting sterk gecorreleerd aan depressie en matig aan angst, en bleken alleen depressie te voorspellen (zie ook Kercher et al., 2009; Schniering & Rapee, 2004). Gedachten over vijandigheid voorspelden depressie, waarmee ze matig correleerden. In tegenstelling tot eerder onderzoek (Hogendoorn et al., 2010; Schniering & Lyneham, 2007) correleerde vijandigheid niet met angst. Wel bleek het angst te voorspellen, maar in de rol van onderdrukkende variabele, wat verder niet duidt op een relatie met angst. Een mogelijke verklaring waarom depressie wel maar angst niet samenhing met vijandigheid is dat een van de kenmerken van depressie prikkelbaarheid of vijandigheid kan zijn en in sommige gevallen zelfs de overheersende stemming is, met name bij kinderen en adolescenten (DSM-IV-TR, 2006; Ingram, Trenary, Odom, Berry, & Nelson, 2007a). Ten slotte bleken positieve gedachten inderdaad negatief gecorreleerd aan zowel angst als depressie (Hogendoorn et al., 2010). Leeftijd bleek een rol te spelen in de mate waarin denkfouten werden gerapporteerd: kinderen van 9-11 onderschreven in sterkere mate dan adolescenten denkfouten met betrekking tot personalisatie en overgeneralisatie en hadden een hogere totale score op de CNCEQ-R. Kinderen scoorden ook hoger op selectieve abstractie, onderschatting en gedachtelezen, maar het verschil met de adolescenten was niet significant. Vorig onderzoek met de CNCEQ liet ook zien dat kinderen vaker denkfouten maakten dan adolescenten in het algemeen (Karakaya et al., 2007; Leitenberg et al. 1986), en in het bijzonder wat betreft catastroferen en personalisatie (Leitenberg et al., 1986). Leitenberg et al. (1986) gaan ervan uit dat jongere kinderen hoger scoren op personalisatie omdat zij vanwege hun leeftijd iets egocentrischer zijn en daarom de neiging hebben zichzelf de schuld te geven van negatieve gebeurtenissen. Bovendien is de capaciteit om logisch te redeneren nog in ontwikkeling bij

30 30 kinderen en jonge adolescenten, wat dit leeftijdseffect zou kunnen verklaren (Hetherington, Parke, Gauvain, & Locke, 2006). Op de CATS-N/P werd in dit onderzoek geen effect van leeftijd gevonden (zie ook Schniering & Rapee, 2004). Dit is in tegenstelling tot vorig twee vorige onderzoek bij een klinisch angstige populatie: adolescenten rapporteerden meer negatieve gedachten over sociale dreiging en persoonlijk falen dan kinderen (Bodden & Bögels, 2006; Schniering & Lyneham, 2007). In het onderzoek van Hogendoorn et al. (2010) bij een normale populatie scoorden juist de kinderen hoger. De onderzoekers vermoedden dat de groepsgewijze afname van het onderzoek misschien onderrapportering bij adolescenten had teweeggebracht, omdat zij sociaal gevoeliger zouden zijn dan kinderen. De verwachting was dat adolescenten hoger zouden scoren omdat piekeren toeneemt in deze leeftijdsgroep, maar anderzijds kan onderrapportering bij angstige adolescenten ook vaker voorkomen (Schniering & Lyneham, 2007). In het huidige onderzoek is wel te zien dat de adolescenten meer negatieve automatische gedachten rapporteren, maar het verschil was niet significant. Wellicht heeft onderrapportage door adolescenten hierin een rol gespeeld. Het is ook mogelijk dat onder deze normale populatie de scores niet hoog genoeg waren om verschillen te vinden. De resultaten geven aanleiding te denken dat, vanwege hun verband met angst of depressie, het meer zin heeft te kijken naar afzonderlijke soorten cognities dan naar de totale schalen bij diagnosticering en bestudering van deze stoornissen. De totale scores correleren namelijk vaak met beide stoornissen (Flouri & Panourgia, 2011; Leitenberg et al., 1989; Ostrander et al., 1995; Weems et al., 2007). Beperkingen en Aanbevelingen Er zijn een aantal beperkingen aan dit onderzoek. Ten eerste is het ondanks de aanpassingen van de CNCEQ-R nog steeds de vraag in hoeverre de schalen afzonderlijke denkfouten meten. Bij de exploratieve factoranalyse kwamen weliswaar vijf factoren duidelijk