Modificatie van de interpretatie bias bij adolescenten: De rol van angst en hechting

Transcriptie

1 Modificatie van de interpretatie bias bij adolescenten: De rol van angst en hechting V. G. M. van den Ende Masterthese Klinische Psychologie UvA-supervisor: Elske Salemink (Ontwikkelingspsychologie) Studentnummer: Datum: 1 maart 2012

2 Voorwoord Voor u ligt een masterthese welke het resultaat is van het onderzoek naar modificatie van de interpretatie bias bij adolescenten. Met deze masterthese zal ik mijn studie Gezondheidszorgpsychologie, specialisatie Klinische Psychologie, afronden. Met veel optimisme ging ik in de zomer van 2010 op zoek naar een masterthese onderwerp en kon ik aan de slag bij Elske Salemink met een onderwerp en doelgroep die mij beide erg aanspraken. Via vrienden ben ik in contact gekomen met het Comenius College te Hilversum en het Baudartius College te Zutphen, waar ik uiteindelijk mijn onderzoek heb mogen uitvoeren. De afname van mijn onderzoek viel tegelijkertijd met mijn stage, waardoor deze periode ontzettend hectisch was. Ik wilde aan beide projecten eigenlijk meer aandacht schenken dan ik kon. In deze periode is ook mijn respect voor docenten enorm gegroeid; ik had nooit gedacht dat het zoveel energie zou kosten om de aandacht van de leerlingen bij mijn training te houden. Nadat mijn stage was afgelopen ben ik mij gaan storten op het opschonen van mijn data en de data-analyse. Door 180 leerlingen drie keer te trainen had ik zo ongelooflijk veel data, dat hier weken over heen gingen. Met mijn vooraf minimale kennis van SPSS heb ik mij vervolgens vast gebeten in de analyses. En wonder boven wonder begon ik dit zowaar leuk te vinden, net als het uiteindelijke schrijven. Ik heb nooit mijn laptop uit het raam willen gooien, wat ik bij vrienden wel merkte en vind het onderwerp na al die tijd nog steeds interessant. Natuurlijk had ik gehoopt om baanbrekende resultaten, maar heb mij tevreden gesteld met het feit dat ik nu heel goed weet hoe ik zelfstandig wetenschappelijk onderzoek moet doen. 1

3 Ik wil graag een aantal mensen bedanken. Allereerst wil ik Tonny Borsboom en Annelies Bickes ontzettend bedanken voor hun enthousiasme en vertrouwen in mijn onderzoek. Zonder jullie was mijn onderzoek er (letterlijk) niet geweest. Daarnaast wil ik mijn begeleidster Elske Salemink bedanken voor haar begeleiding. Ik heb het contact altijd erg prettig gevonden. Ongepland was ik nog volop bezig met mijn onderzoek na jouw zwangerschapsverlof, maar ik vond het heel prettig dat jij betrokken was bij het eindproduct van mijn onderzoek. Ook mijn ouders wil ik graag bedanken voor de altijd aanwezige positieve interesse, het kritisch lezen van mijn masterthese en natuurlijk voor de auto die ik altijd mocht lenen om naar Hilversum en Zutphen af te reizen. Als laatste wil ik Roderick bedanken voor de bijzondere weekenden samen schrijven in Cambridge en zijn vertrouwen. Ik wens u veel plezier met het lezen van mijn masterthese. Veere van den Ende Amsterdam, 1 maart

4 Abstract Cognitieve modellen van angst stellen dat een negatieve interpretatie bias (IB) een rol speelt bij het ontstaan en in stand houden van angst. Onderzoek bij volwassenen en adolescenten wees uit dat een negatieve IB gemodificeerd kan worden door de Cognitive Bias Modification for Interpretations (CBM-I) training. Echter, resultaten omtrent het effect van de CBM-I-training op angst, zijn niet eenduidig. Dit onderzoek is het eerste waarin 85 niet-klinische adolescenten drie maal zijn getraind middels (positieve of placebo) CBM-I-trainingen. Concluderend, de trainingen waren succesvol in de modificatie en generalisatie van IB. De trainingen waren niet effectief in het verminderen van angstdispositie en sociale angst. Daarnaast bleek hechtingsstijl niet van invloed op de modificatie en generalisatie van IB. \ 3

5 1. Inleiding Sociale angst, en haar klinische vorm sociale fobie, hebben een grote impact op de kwaliteit van leven. Mensen die lijden aan sociale angst vermijden, wegens het ervaren van een hoge mate van angst, vele situaties in het dagelijks leven aangezien ons leven veelal bestaat uit sociale interacties (American Psychiatric Association, 2000). Om het chronische beloop van een sociale fobie (Beard, Moitra, Weisberg & Keller, 2010) te verbeteren en de kwaliteit van leven te verhogen, is het zoeken naar preventieve maatregelen tegen en evidence-based behandelingen van een sociale fobie, van groot belang. Cognitieve modellen van sociale angst suggereren dat het hebben van een negatieve interpretatie bias (IB) een rol speelt bij het ontstaan en in stand houden van angst, Beck, Emery en Greenberg (1985). Een negatieve IB is de neiging om sociale situaties negatiever of dreigender te interpreteren dan zij in werkelijkheid zijn. Gebaseerd op deze modellen hebben meerdere onderzoeken getracht om bewijs te leveren voor de relatie tussen een negatieve IB en angst. Deze relatie is succesvol aangetoond in onderzoek bij volwassenen door onder andere Mathews en MacLeod (1994) en bij kinderen en adolescenten door Bögels en Zigterman (2000) en Miers, Blöte, Bögels, en Westenberg (2008). Om de mogelijke causale relatie tussen IB en angst te onderzoeken, hebben Mathews en Mackintosh (2000) een training voor volwassenen ontwikkeld om interpretaties te modificeren: de Cognitive Bias Modification for interpretations (CBM-I) training. Resultaten van dit onderzoek lieten zien dat angst causaal kan worden beïnvloed door een negatieve IB. Inmiddels zijn er meerdere onderzoeken uitgevoerd waaruit blijkt dat de door CBM-I-training geïnduceerde veranderingen in interpretatie, een voorspeller is in de veranderingen van angst bij volwassenen in niet- 4

6 klinische populaties (Holmes, Mathews, Dalgleish & Mackintosh, 2006; Salemink, van den Hout & Kindt, 2007) en bij hoogangstige volwassenen (Salemink, van den Hout & Kindt, 2009). De CBM-I-training heeft ook bij kinderen geleidt tot succesvolle modificatie van IB, maar mogelijke effecten op angst zijn niet onderzocht (Muris, Huijding, Mayer & Hameetman, 2008). Uit onderzoek blijkt dat het ontwikkelen van een sociale fobie doorgaans ontstaat in de adolescentie (Wittchen & Fehm, 2003). Hierdoor is het cruciaal adolescenten te betrekken bij onderzoek naar de causale relatie tussen IB en angst. Voor zover bekend zijn er tot nu toe twee onderzoeken geweest naar de effectiviteit van de CBM-Itraining in het modificeren van IB bij adolescenten. Dit is gedaan door Lothmann, Holmes, Chan en Lau (2011) en Salemink en Wiers (2011). Lothmann et al. (2011) hebben 82 niet-klinische adolescenten getraind middels een positieve of een negatieve CBM-I-training. Resultaten van dit onderzoek lieten zien dat proefpersonen die de positieve training hadden gemaakt, ambigue situaties positiever interpreteerden dan proefpersonen die de negatieve training hadden gemaakt. Daarnaast zorgde de positieve training voor een vermindering van negatief affect en de negatieve training voor een vermindering van positief affect. In het onderzoek van Salemink en Wiers kregen 170 niet-klinische adolescenten een positieve of een placebo CBM-I-training. Resultaten van dit onderzoek lieten zien dat de proefpersonen die de positieve training hadden gemaakt, ambigue situaties positiever interpreteerde dan de proefpersonen die de placebo training hadden gemaakt. Tevens toonden zij aan dat de gemodificeerde IB generaliseerbaar was naar nieuwe sociale situaties. Het vooraf hebben van een negatieve IB bleek daarbij een modererende factor voor de effectiviteit van de training, waarbij de positieve training effectiever was in het modificeren van IB bij proefpersonen met een negatievere IB. Uit dit onderzoek bleek echter ook dat de 5

7 positieve training geen effect had op toestandangst. Een mogelijke verklaring voor het niet succesvol verminderen van angst is dat toestandangst niet voldoende aansluit bij de inhoud van de CBM-I-training, aangezien de training is geconstrueerd om de interpretatie van ambigue sociale situaties positiever te interpreteren. De middels CBM-I geïnduceerde verandering in IB zou mogelijk wel tot vermindering van de sociale angst kunnen leiden. Een tweede verklaring voor het niet succesvol verminderen van angst zou het gebruik van een enkele training kunnen zijn. Salemink en Wiers achten de hypothese aannemelijk dat vermindering van angstgerelateerde gevoelens middels CBM-I-training geïnduceerde verandering in interpretatie, pas in werking treedt na meerdere trainingen. Onderzoek waarbij sprake was van meerdere trainingen is tot nu toe nog niet uitgevoerd bij adolescenten. Wel is dit gedaan bij volwassenen (Beard & Amir, 2008; Mathews, Ridgeway, Cook & Yiend, 2007) en bij kinderen (Vassilopoulos, Banerjee & Prantzalou, 2009). Mathews et al. (2007) hebben de helft van 40 hoogangstige volwassenen vier keer getraind middels positieve CBM-I-trainingen. De andere helft werd niet getraind. Hieruit bleek dat IB succesvol positief was gemodificeerd in de groep die de positieve trainingen hadden ontvangen. Desondanks resulteerde dit niet in een vermindering van toestandangst direct na de trainingen. Echter, een week na de trainingen was een vermindering in angstdispositie zichtbaar. Het was echter niet aantoonbaar of dit het gevolg was van een causale relatie tussen het modificeren van IB en de vermindering van angst. Beard en Amir hebben 27 angstige volwassenen acht keer getraind, waarbij de helft van de proefpersonen middels de Interpretation Modification Program (IMP) werd getraind om positievere interpretaties te maken en de andere helft van de proefpersonen kregen placebo trainingen. Bij de proefpersonen die acht IMP-trainingen hadden gemaakt resulteerden dit in een succesvolle 6

8 modificatie van IB en een lagere mate van sociale angst, in vergelijking met de proefpersonen die de placebo trainingen hadden gemaakt. Aan de hand van de hierboven beschreven onderzoeken wordt duidelijk dat er geen eenduidig patroon is in het verminderen van angst middels modificatie van IB. Een mogelijke verklaring voor deze bevinding is dat andere factoren van invloed zijn op IB en angst. Een voorbeeld van een mogelijke factor zou hechtingstijl kunnen zijn. Zo blijkt uit de meta-analyse van Brumariu en Kerns (2010) dat redelijk bewijs kan worden geleverd voor de relatie tussen een onveilige hechtingstijl en een hoge mate van angst. Volgens Brumariu en Kerns zijn er meerdere theorieën die deze hypothese kunnen ondersteunen, waaronder de hypothese dat de relatie tussen onveilige hechting en angst indirect zou zijn en dat deze relatie wordt beïnvloed door andere factoren. Zij hebben hierop een model ontwikkeld voor het ontwikkelen van angst, zie Figuur 1. Dit model beschrijft drie kindkarakteristieken die mogelijk de relatie van hechting en angst mediëren: cognitieve biases, problemen met emoties en zelfconcept. Een negatieve IB is een cognitieve bias, waardoor onderzoek naar de mogelijke invloed van hechtingsstijl op het modificeren en generaliseren van een negatieve IB interessant kan zijn. Figuur 1: Model van de invloed van hechting op angst in de context van andere factoren (Brumariu & Kerns, 2010). NE = Negative Emotionality. BI = Behavioral Inhibition. 7

9 De resultaten van de hierboven beschreven onderzoeken naar het modificeren van IB, in combinatie met de bevinding van Brumariu en Kerns dat (onder andere) cognitieve biases de relatie van angst en hechting mediëren, lagen aan de basis van het huidige onderzoek en hebben geleid tot vier doelstellingen. Ten eerste is dit het eerste onderzoek die de effectiviteit in het positief modificeren van IB van drie CBM-Itrainingen bij adolescenten zal gaan onderzoeken. Ten tweede zal de effectiviteit van deze trainingen onderzocht worden op generaliseerbaarheid van de gemodificeerde IB bij adolescenten. Ten derde zal de effectiviteit van de trainingen onderzocht worden op het verminderen van de mate van sociale angst, naast de mate van angstdispositie. Ten vierde is dit het eerste onderzoek die de mogelijke invloed van hechtingsstijl onderzoekt op het modificeren en generaliseren van IB. Om deze doelstellingen te kunnen realiseren heeft dit experimenteel opgezette onderzoek adolescenten verdeeld over een positieve conditie en een controle conditie. De positieve conditie werd getraind in het positief modificeren van IB, middels drie positieve CBM-I-trainingen. De controle conditie ontving drie placebo CBM-Itrainingen. Voor- en nametingen bestonden uit vragenlijsten over sociale angst, angstdispositie en hechtingsstijl. Verwacht werd dat de positieve conditie ambigue sociale situaties positiever zou interpreteren in vergelijking met de controle conditie. Deze positief gemodificeerde IB werd verwacht generaliseerbaar te zijn naar nieuwe sociale situaties. Daarnaast werd verwacht dat de mate van sociale angst en angstdispositie zou verminderen in de positieve conditie. Aangezien het huidige onderzoek het eerste is die hechtingstijl heeft betrokken bij onderzoek naar modificatie en generalisatie van IB, waren er vooraf geen verwachtingen omtrent de vierde doelstelling. 8

10 2. Methode 2.1 Proefpersonen De proefpersonen waren leerlingen van twee middelbare scholen: het Baudartius College te Zutphen en het Comenius College te Hilversum. Het enige exclusie criterium was het hebben van dyslexie. Alle klassen werden uitgenodigd om mee te doen aan het onderzoek. Overwegingen van de scholen omtrent de schoolplanning hebben ertoe geleid dat vier klassen uit het eerste en tweede schooljaar van het Baudartius College en vijf klassen uit het eerste, tweede en derde schooljaar van het Comenius College participeerden. Dit onderzoek is goedgekeurd door de Commissie Ethiek (afdeling Ontwikkelingspsychologie) van de Universiteit van Amsterdam. Aan het onderzoek hebben 180 proefpersonen meegewerkt. Van de 180 proefpersonen hebben 90 proefpersonen niet alle onderdelen van het onderzoek voltooid: bij 11 proefpersonen ontbrak de nameting door afwezigheid van de proefpersoon, bij 12 proefpersonen ontbrak één training vanwege afwezigheid of computerproblemen en bij 67 proefpersonen ontbraken twee of meer trainingen en/of de voor- en/of nameting. Belangrijkste reden voor het hoge uitvalpercentage was de afname van het onderzoek op verschillende tijdstippen. Het onderzoek bestond uit vijf onderdelen, waardoor er vijf contactmomenten waren waarop proefpersonen afwezig konden zijn door ziekte of andere omstandigheden. Naast het aan- of afwezig zijn van de proefpersonen speelden ook andere omstandigheden een rol, zoals problemen met het aantal werkende computers, gebrek aan computerlokalen en druk op de planning van de scholen in de laatste maand van het schooljaar. Van de 90 proefpersonen die alle vijf de onderdelen van het onderzoek hadden voltooid, waren er 5 proefpersonen waarbij onderdelen van een van de trainingen niet 9

11 volledig waren door het niet correct afsluiten van de computer. Hierdoor waren er 85 proefpersonen geschikt voor data-analyse, waarvan 48 jongens en 37 meisjes. De gemiddelde leeftijd was jaar (SD = 0.68). De proefpersonen werden random toegewezen aan de positieve conditie (n = 44) of aan de controle conditie (n = 41) en kregen geen vergoeding voor hun deelname. 2.2 Materialen Vragenlijsten. De Zelf-Beoordelings Vragenlijst (ZBV) is de Nederlandse bewerking van de State-Trait Anxiety Inventory (STAI). De ZBV bestaat uit twee afzonderlijke zelfrapportage vragenlijsten om toestandangst en angstdispositie te meten. In dit onderzoek is alleen gebruik gemaakt van de angstdispositie vragenlijst (ZBV-A) om de mate van algemene angst te meten. Deze bestaat uit 20 uitspraken waarbij proefpersonen kunnen aangeven hoe zij zich in het algemeen voelen, op een 4-punt Likertschaal (waarbij 1 = bijna nooit en 4 = bijna altijd ) en werd met pen en papier ingevuld. De Fear of Negative Evaluation Scale Brief (FNEB) is een 12-item zelfrapportage vragenlijst, welke de verwachting van en ongemak gerelateerd aan, negatieve evaluaties van anderen meet. De FNEB is in dit onderzoek gebruikt om de mate van sociale angst te meten. Er wordt gebruik gemaakt van een 5-punts Likertschaal (waarbij 0 = past helemaal niet bij mij en 4 = past heel erg goed bij mij ) en werd met pen en papier ingevuld. De Experiences Close Relationships Scale-Revised Child Version (ECR-R-C) werd gebruikt om hechtingstijl te meten. De Nederlandse bewerking van de ECR-R-C heet Ik en mijn moeder en is een zelfrapportage vragenlijst van 36 items. Er worden twee dimensies gemeten: vermijdende hechtingsstijl (18 items) en angstige 10

12 hechtingsstijl (18 items), op een 7-punts Likertschaal (waarbij 1 = helemaal niet akkoord en 7 = helemaal akkoord ) en werd met pen en papier ingevuld. 1 Om de mate van angstdispositie en sociale angst te meten ten tijde van de CBM- I-trainingen, was er direct voor en na elke CBM-I-training in het computerprogramma een visueel analoge schaal (VAS-schaal) toegevoegd. Dit was een meetschaal van 100 millimeter lang, waarbij aan de linkerkant van de lijn de minimumscore helemaal niet mee eens stond en aan de rechterkant de maximumscore helemaal mee eens stond. Aan de proefpersonen werd gevraagd of zij met een muisklik op de lijn wilden aangeven in welke mate hij of zij het eens was met de volgende vragen: Ik ben ontspannen als ik me meng in een groep, Ik voel me op dit moment gelukkig, Ik maak me zorgen hoe anderen over mij denken en Ik voel me op dit moment onrustig en nerveus. De vier vragen werden in bovenstaande volgorde aangeboden en hadden als doel om de mate van respectievelijk sociale angst positief, algemene angst positief, sociale angst negatief en algemene angst negatief, te meten Interventie. De interventie die in dit onderzoek gebruikt werd was de Cognitive Bias Modification for Interpretations (CBM-I) training. Deze is voor volwassenen ontwikkeld om interpretaties in sociale situaties te modificeren door Mathews en Mackintosh (2000). Deze versie voor volwassenen is al eerder succesvol vertaald naar het Nederlands en door Salemink en Wiers (2011) aangepast voor adolescenten. Deze aangepaste versie voor adolescenten is voor dit onderzoek uitgebreid van één naar drie positieve CBM-I-trainingen en drie placebo CBM-Itrainingen. 1 Ten onrechte zijn er van de ECR-R-C maar 16 items afgenomen. Door hoge betrouwbaarheid van de schalen angstige hechtingsstijl en vermijdende hechtingsstijl in eerder onderzoek, kunnen de 16 items toch gebruikt worden als indicatie voor de twee dimensies die gemeten worden (persoonlijke communicatie G. Bosmans). Alfa s voor beide zijn.70 (Brenning, Soenens, Braet, & Bosmans, 2011). 11

13 De positieve en de placebo CBM-I-trainingen bestonden elk uit 5 blokken van 10 scenario s die werden gepresenteerd aan de proefpersonen op een computer. Deze scenario s bestonden uit drie zinnen die wat betreft emotionele lading ambigu waren. In de laatste zin was er één woord weggelaten. Nadat het scenario was verdwenen, verscheen het weggelaten woord in een gefragmenteerde vorm (bijvoorbeeld: z-lfverzekerd). Dit woord gaf vervolgens het scenario een emotionele lading. Van de proefpersonen werd gevraagd of zij, zodra zij begrepen welk woord er werd bedoeld, zo snel mogelijk op de spatiebalk wilden drukken. Hierna kregen zij de tijd om het gefragmenteerde woord compleet te maken door de ontbrekende letter in te toetsen. Door eerst de spatiebalk te moeten intoetsen werd de juiste reactiesnelheid gemeten, namelijk de reactiesnelheid van het herkennen van het woord. Dit in tegenstelling tot de reactiesnelheid van het intoetsen van de juiste letter. Vervolgens werd de emotionele lading van het scenario nog eens bevestigd door een vraag die controleerde of de betekenis van het scenario was begrepen. Na de J (ja) of N (nee) in te toetsen, verscheen in het beeldscherm feedback ( goed of fout ) over het correct of incorrect beantwoorden van de controlevraag. Per blok was het doel van 8 van de 10 scenario s om proefpersonen te trainen om ambigue sociale situatie op een emotionele manier te interpreteren en aldus de IB te modificeren. De overgebleven 2 scenario s waren probe scenario s die als doel hadden de mate negatieve IB en positieve IB middels reactietijden te meten. De reactietijd van de proefpersoon op het positief geladen gefragmenteerde woord werd hierbij vergeleken met de reactietijd op het negatief geladen gefragmenteerde woord. In de positieve conditie, waarin men de positieve CBM-I-trainingen ontving, bestond elk blok uit acht positief gemodificeerde scenario s en twee probe scenario s (positief en negatief). In de controle conditie, waarin men de placebo CBM-I- 12

14 trainingen ontving, bestond elk blok uit acht gemodificeerde scenario s (twee positief, twee negatief en vier neutraal) en twee probe scenario s (positief en negatief) Herkenningstaak. Alle proefpersonen maakten voor en na de CBM-Itraining een herkenningstaak, om te onderzoeken of gemodificeerde IB generaliseert naar nieuwe sociale situaties. Deze taak bestond uit twee delen. In het eerste deel werden zeven ambigue sociale scenario s getoond (verschillend van de sociale scenario s in de CBM-I-training). Elk scenario bestond uit een titel en drie zinnen. In de laatste zin ontbrak wederom één woord. Na het verdwijnen van het scenario werd het ontbrekende woord, gefragmenteerd vertoond. Aan de proefpersoon werd gevraagd om dit woord af te maken door de ontbrekende letter in te toetsen. Deze gefragmenteerde woorden gaven echter geen emotionele lading aan het scenario en de sociale situatie bleef ambigu. Hierna werd een vraag gesteld om te controleren of de proefpersoon het scenario had begrepen. In het tweede deel van de herkenningstaak kregen de proefpersonen de titel te zien van het ambigue scenario. Daaronder verscheen een positieve en een negatieve interpretatie van dit scenario. Aan de proefpersonen werd gevraagd of zij bij beide interpretaties wilden beoordelen in hoeverre ze overeen kwamen met hun eigen interpretatie van de ambigue scenario s. Hierbij werd een 4-punts Likert-schaal gebruikt (waarbij 1 = heel verschillend en 4 = heel overeenkomend ). 2.3 Procedure Er werd gebruik gemaakt van active consent, waarbij de ouders van de leerlingen thuis een brief ontvingen waarin het doel en de opzet van het onderzoek werd uitgelegd. Gevraagd werd of zij middels telefoon, antwoordstrookje of , goedkeuring wilden verlenen voor het participeren van hun kinderen aan het 13

15 onderzoek. Na goedkeuring ontvingen zij een met ontvangstbevestiging en contactgegevens, voor mogelijke vragen. Het onderzoek had vijf contactmomenten (voormeting, nameting en drie sessies) en vonden allen plaats op school, onder begeleiding van de onderzoeker en/of docent. Tijdens de voor- en nameting werden de vragenlijsten over angstdispositie, sociale angst en hechtingsstijl klassikaal ingevuld. Tijdens de voormeting lazen en ondertekenden de proefpersonen een informed consent voorafgaand aan het invullen van de vragenlijsten, waarin het doel en de opzet van het onderzoek werd beschreven. Tevens werd medegedeeld dat zij op ieder gewenst moment konden stoppen. De drie computersessies vonden plaats in computerlokalen en/of klaslokalen waar gebruik gemaakt werd van laptopkarren. Tijdens de computersessies werden alle proefpersonen getraind middels een computerprogramma waarin de VAS-schalen, de herkenningstaken en de CBM-I-training elkaar in een vaste volgorde opvolgden, zie Tabel 1. De vijf contactmomenten vonden plaats in een periode van gemiddeld dagen. Tabel 1: Testprocedure per contactmoment Onderdelen in volgorde van afname Voormeting: ZBV-A FNEB ECR-R-C Sessie 1: VAS Herkenningstaak CBM-I Herkenningstaak VAS Sessie 2: VAS Herkenningstaak CBM-I Herkenningstaak VAS Sessie 3: VAS Herkenningstaak CBM-I Herkenningstaak VAS Nameting: ZBV-A FNEB ECR-R-C CBM-I = Cognitive Bias Modification for Interpretations. ECR-R-C = Experiences Close Relationships Scale-Revised Child Version. FNEB = Fear of Negative Evaluation Scale Brief. VAS = Visueel Analoge Schaal. ZBV-A = Zelf-Beoordelings Vragenlijst-Angstdispositie. 14

16 3. Resultaten 3.1 Standaardisatie en randomisatie Acht proefpersonen hebben twee CBM-I-trainingen op dezelfde dag gemaakt, als gevolg van een drukke schoolplanning. Dit heeft geen verdere gevolgen gehad voor de data-analyse. Daarnaast waren er vier proefpersonen met dyslexie. Echter, boxplotten wezen uit dat deze reactietijden niet afweken van de andere proefpersonen, waardoor deze proefpersonen toch zijn meegenomen in de analyses. Alvorens het analyseren van de data, zijn 24.2 % van de reactietijden verwijderd wegens: het incorrect beantwoorden van de controlevraag daar deze het begrip van de sociale situatie controleerde (20.9 %), het drie maal de standaard deviatie langzamer zijn dan het gemiddelde van de proefpersoon (1.6 %), of het sneller zijn dan 100 milliseconden (1.7 %). Bij de data van de herkenningstaak zijn interpretaties verwijderd waarvan de controlevraag incorrect was beantwoord (11.8 %). De scores van de VAS-schalen, voor- en nameting bij elke CBM-I-training, zijn berekend door de positief gestelde vragen af te trekken van de negatief gestelde vragen en zijn opgesplitst in angstdispositie en sociale angst. Hierdoor staat een negatieve waarde voor laagangstig en een positieve waarde voor hoogangstig. Voorts zijn alle data gecontroleerd op normaliteit van de verdeling, homogeniteit van de variantie en zijn outliers middels boxplotten gedetecteerd. De gedetecteerde outliers in de data van angstdispositie (3 outliers), sociale angst (3 outliers), vermijdende hechtingsstijl (3 outliers), angstige hechtingsstijl (4 outliers), reactietijden (15 outliers), negatieve en positieve IB (13 outliers) en VAS-schalen (14 outliers) zijn allen vervangen in waardes die zijn verkregen door het gemiddelde plus twee maal de standaard deviatie, specifiek voor de betreffende voor- of nameting per conditie, te berekenen (Field, 2005). 15

17 Randomisatie van de twee condities is middels t-testen gecontroleerd; er bleken geen significante verschillen wat betreft leeftijd (t(83) = 1.18, p >.05), geslacht (t(83) = -.37, p >.05), sociale angst (t(83) = -1.25, p >.05), negatieve IB (t(83) =.02, p >.05) en positieve IB (t(83) = 1.08, p >.05). De condities bleken echter significant van elkaar te verschillen in angstdispositie (t(83) = -2.55, p <.05) en vermijdende hechtingstijl (t(83) = -2.16, p <.05), waarbij de positieve conditie significant angstiger en meer vermijdend gehecht was in vergelijking met de controle conditie (voor gemiddelden zie Tabel 2). Daarnaast was een trend zichtbaar bij de angstige hechtingsstijl (t(83) = -1.77, p =.08), waarbij de positieve conditie angstiger gehecht was in vergelijking met de controle conditie. Tabel 2: Gemiddelden (standaard deviatie) van de voormetingen per conditie Positieve (n = 44) Conditie Controle (n = 41) Angstdispositie * (8.12) * (9.17) Sociale angst (10.36) (9.94) Vermijdende hechtingsstijl * (10.03) * (8.62) Angstige hechtingsstijl (4.79) (4.04) Negatieve IB 2.44 (.53) 2.33 (.49) Positieve IB 2.41 (.47) 2.51 (.43) n = aantal proefpersonen. IB = interpretatie bias. * = p-waarde is <.05. = p-waarde is >.05 en < Correlationele analyses Een correlationele analyse heeft de relaties onderzocht tussen de voormetingen van angstdispositie, sociale angst, vermijdende hechtingsstijl, angstige hechtingsstijl, negatieve en positieve IB. Hieruit bleken meerdere significant positieve correlaties: angstdispositie en sociale angst (r =.64, p <.001), angstdispositie en vermijdende 16

18 hechtingsstijl (r =.35, p =.001), vermijdende hechtingsstijl en angstige hechtingstijl (r =.28, p =.01), sociale angst en angstige hechtingsstijl (r =.21, p =.05). En een enkele negatieve correlatie: vermijdende hechtingsstijl en positieve IB (r = -.26, p <.05). Daarnaast waren er ook positieve trends zichtbaar: sociale angst en vermijdende hechtingsstijl (r =.21, p =.05) en angstdispositie en angstige hechtingsstijl (r =.21, p =.05). En negatieve trends: angstdispositie en positieve IB (r = -.20, p =.07), sociale angst en positieve IB (r = -.20, p =.07) en negatieve IB en positieve IB (r = -.19, p =.08). Deze correlaties zijn conform eerdere bevindingen. 3.3 Hypothese 1: Effect van de CBM-I-trainingen op het modificeren van IB Alvorens de data van de reactietijden te analyseren, is er een t-test uitgevoerd over de data van de accuratesse van de controlevraag. Hieruit bleek een significant verschil tussen de twee condities, t(83) = 2.96, p <.01. T-testen per sessie lieten zien dat de controle conditie significant vaker de controlevraag correct had beantwoord in vergelijking met de positieve conditie tijdens Sessie 1, t(83) = 2.78, p <.01 (Mcontrole =.89, SD =.12, Mpositieve =.79, SD =.18), en tijdens Sessie 2, t(83) = 2.81, p <.01 (Mcontrole =.88, SD =.16, Mpositieve =.78, SD =.17). Tijdens Sessie 3 bleek er geen significant verschil tussen de twee condities, t(83) = 1.73, p >.05. Om de effectiviteit van de CBM-I-training in het modificeren van IB te onderzoeken is er een 2 Conditie (Positieve/ Controle) x 2 Probe (Positieve/ Negatieve probes) x 3 Sessie (Sessie 1/ 2/ 3) ANOVA uitgevoerd over de data van de reactietijden, zie Grafiek 1. Hieruit bleek een significant hoofdeffect van Sessie, F(2, 166) = 35.52, p <.001, waarbij de gemiddelde reactietijden significant sneller waren van Sessie 1 op Sessie 2 en van Sessie 2 op Sessie 3 (Msessie1 = , SD = , Msessie2 = , SD = , Msessie3 = , SD = ). Er bleek ook een 17

19 Grafiek 1: Gemiddelde reactietijden in milliseconden op de negatieve en positieve probes per sessie, uitgesplitst in conditie Positieve Probes Negatieve Probes Gemiddelde reactietijd (in msec) Sessie 1 Sessie 2 Sessie Sessie 1 Sessie 2 Sessie 3 Positieve Conditie Controle Conditie significant hoofdeffect van Probe, F(1, 83) = 35.37, p <.001, waarbij er significant sneller werd gereageerd op positieve probes in vergelijking met negatieve probes (Mpositieve = , SD = , Mnegatieve = , SD = ). Daarnaast waren het interactie effect van Probe x Conditie (F(1, 83) = 20.29, p <.001) en het interactie effect van Sessie x Probe (F(2, 166) = 5.81, p <.01) beide significant. Het verwachte cruciale interactie effect tussen Conditie x Probe x Sessie was echter niet significant, F(2, 166) =.41, p >.05. Allereerst is het interactie effect Probe x Conditie (zie Grafiek 2) onderzocht middels t-testen. Een directe vergelijking van de twee condities liet zien dat de positieve conditie niet significant verschilde van de controle conditie in reactietijd op de negatieve probes (t(83) = -1.09, p >.05). Daarentegen bleek de positieve conditie in vergelijking met de controle conditie, significant sneller te reageren op de positieve probes, t(83) = 1.69, p <.05 (Mpositieve = , SD = ; Mcontrole = , SD = ). Daarnaast lieten t-testen zien dat de positieve conditie significant sneller reageerde op de positieve probes in vergelijking met de negatieve probes, t(43) = , p <.001 (Mpositieve = , SD = , Mnegatieve = , SD = ). De controle conditie bleek echter even snel te reageren op de positieve probes als op 18

20 Grafiek 2: Gemiddelde reactietijden in milliseconden op de negatieve en positieve probes uitgesplitst in conditie Gemiddelde reactietijd (in msec) Positieve Probes Negatieve Probes Positieve Conditie Controle Conditie de negatieve probes, t(40) = -1.21, p >.05. Vervolgens zijn er t-testen uitgevoerd om het gevonden interactie effect Sessie x Probe te onderzoeken. Hieruit bleek enkel dat tijdens Sessie 1 (t(84) = -5.41, p <.001) en Sessie 3 (t(84) = -4.10, p <.001) hetzelfde patroon significant was als het beschreven hoofdeffect van Probe (Sessie 1: Mpositieve = , SD = , Mnegatieve = , SD = ; Sessie 3: Mpositieve = , SD = , Mnegatieve = , SD = ). In Sessie 2 bleken de reactietijden op de positieve en negatieve probes niet van elkaar te verschillen, t(84) = -.78, p >.05. De belangrijkste bevinding is dat de reactietijd van de positieve conditie sneller was dan de reactietijd van de controle conditie op de positieve probes. Daarnaast bleek de positieve conditie sneller te reageren op de positieve probes in vergelijking met de negatieve probes, terwijl dit verschil niet significant was bij de controle conditie. 3.4 Hypothese 2: Effecten van CBM-I-trainingen op het generaliseren van IB Alvorens de data van de herkenningstaak te analyseren, zijn er een t-testen uitgevoerd over de data van de accuratesse van de controlevraag. Daaruit bleek dat 19

21 alle proefpersonen tijdens de voormeting significant vaker de controlevraag correct hadden beantwoord, t(84) = 7.58, p <.001, in vergelijking met de nameting (voor gemiddelden zie Tabel 3). Ditzelfde patroon was ook zichtbaar tijdens Sessie 1 (t(84) = 7.08, p <.001) en Sessie 2 (t(84) = 5.78, p <.001). Tijdens Sessie 3 bleek de voormeting niet van de nameting te verschillen (t(84) = 1.09, p >.05). Voorts is de accuratesse van de controlevraag van de beide conditie geanalyseerd, per sessie en per voor- en nameting. Hieruit bleek dat de twee condities niet van elkaar verschilden, behalve tijdens de voormeting van Sessie 2, t(83) = 2.05, p <.05. Hier was de controlevraag significant vaker correct beantwoord door de controle conditie (Mcontrole =.91, SD =.16, Mpositieve =.82, SD =. 23). Tabel 3: Gemiddelden (standaard deviaties) van de accuratesse op de controlevraag van alle proefpersonen, uitgesplitst naar voor- en nameting Sessie 1 Sessie 2 Sessie 3 Alle Sessies Voormeting.83 * (.17).86 * (.20).69 (.19).79 * (.13) Nameting.64 * (.19).73 * (.24).66 (.21).68 * (.16) * = p-waarde is <.001. Om de effectiviteit van de CBM-I-trainingen te onderzoeken in het generaliseren van de gemodificeerde IB, is er een 2 Conditie (Positieve/ Controle) x 2 IB (Negatief/ Positief) x 2 Tijd (Voormeting/ Nameting) x 3 Sessie (Sessie 1/ 2/ 3) ANOVA uitgevoerd, over de data van de herkenningstaak. Deze analyse toonde een significant hoofdeffect van Tijd (F(1, 83) = 7.13, p <.01) en van Sessie (F(2, 166) = 5.84, p <.01), waarbij de proefpersonen een sterkere IB vertoonden (zowel negatief als positief) tijdens de nametingen in vergelijking met de voormetingen (Mvoormetingen = 2.47, SD =.50, Mnametingen = 2.53, SD =.54) en naarmate het aantal sessies toenam (Msessie1 = 2.47, SD =.48, Msessie2 = 2.47, SD =.54, Msessie3 = 2.56, SD =.54). Daarnaast bleken de 20

22 interactie effecten IB x Tijd (F(1, 83) = 13.13, p <.001, Conditie x IB x Sessie (F(2, 166) = 3.56, p <.05) en IB x Tijd x Sessie (F(2, 166) = 4.32, p <.05) ook significant. Het verwachte cruciale interactie effect tussen Conditie x IB x Tijd x Sessie was echter niet significant, F(2, 166) =.59, p >.05. Middels t-testen is het interactie effect van IB x Tijd geanalyseerd. Hieruit bleek dat tijdens alle voormetingen de proefpersonen een significant sterkere positieve IB vertoonden ten opzichte van een negatieve IB, t(84) = -2.06, p <.05 (Mpositieve = 2.51, SD =.30, Mnegatieve = 2.42, SD =.36). Tijdens de nametingen vertoonden de proefpersonen een significant sterkere negatieve IB ten opzichte van een positieve IB, t(84) = 3.63, p <.001 (Mpositieve = 2.45, SD =.37, Mnegatieve = 2.61, SD =.36). De toegenomen mate van negatieve IB tijdens de nametingen verschilde significant van de mate van negatieve IB tijdens de voormetingen, t(84) = -4.17, p <.001 (Mvoormetingen = 2.42, SD =.36, Mnametingen = 2.61, SD =.36). De afgenomen mate van positieve IB tijdens de nametingen verschilde niet significant van de mate van positieve IB tijdens de voormetingen, t(84) = 1.59, p >.05. Middels t-testen is het interactie effect Conditie x IB x Sessie geanalyseerd (zie Grafiek 3). Hieruit bleek dat de controle conditie een sterkere negatieve IB had tijdens Grafiek 3: Negatieve en positieve interpretatie bias (IB) per conditie, uitgesplitst in sessies Negatieve IB Positieve IB 2,7 2,7 Gemiddelde mate van IB 2,6 2,5 2,4 2,6 2,5 2,4 Positieve Conditie Controle Conditie 2,3 Sessie 1 Sessie 2 Sessie 3 2,3 Sessie 1 Sessie 2 Sessie 3 21

23 Sessie 3 ten opzichte van Sessie 1 (t(40) = -3.26, p <.01) en tijdens Sessie 3 ten opzichte van Sessie 2 (t(40) = -2.40, p <.05), voor gemiddelden zie Tabel 4. Dit was niet het geval tijdens Sessie 1 ten opzichte van Sessie 2. De controle conditie bleek constant tijdens de drie sessies in de mate van positieve IB. De positieve conditie had daarentegen een sterkere positieve IB tijdens Sessie 3 ten opzichte van Sessie 1 (t(43) = -2.15, p <.05) en tijdens Sessie 3 ten opzichte van Sessie 2 (t(43) = -2.99, p <.01), voor gemiddelden zie Tabel 4. Dit was niet het geval tijdens Sessie 1 ten opzichte van Sessie 2. De positieve conditie bleek constant tijdens de drie sessies in de mate van negatieve IB. Directe vergelijkingen van de twee condities toonden enkel een trend tijdens Sessie 3, waarbij de positieve conditie een sterkere positieve IB vertoonde in vergelijking met de controle conditie, t(83) = -1.16, p =.08. Tabel 4: Gemiddelden (standaard deviaties) tijdens de sessies van de negatieve en positieve IB, uitgesplitst per conditie Positieve Conditie Controle Conditie Negatieve IB Positieve IB Negatieve IB Positieve IB Sessie (.34) 2.44 * (.36) 2.39 * (.37) 2.56 (.33) Sessie (.38) 2.38 * (.34) 2.50 * (.46) 2.48 (.48) Sessie (.42) 2.58 (.31) 2.65 (.47) 2.47 (.51) * = p-waarde is <.05, significant ten opzichte van bijbehorende Sessie 3. = p-waarde is.08 IB = interpretatie bias Ook het interactie effect van IB x Tijd x Sessie is middels t-testen geanalyseerd. Hieruit bleek enkel hetzelfde patroon als bij het eerder genoemde interactie effect van IB x Tijd, waarbij alle proefpersonen een sterkere positieve IB hadden tijdens de voormetingen en een sterkere negatieve IB hadden tijdens de nameting. Dit was significant tijdens de voormeting van Sessie 2, t(84) = -2.03, p <.05 (Mpositieve = 2.51, SD =.53, Mnegatieve = 2.35, SD =.54), de nameting van Sessie 2, t(84) = 4.35, p < 22

24 .001(Mpositieve = 2.34, SD =.53, Mnegatieve = 2.68, SD =.56) en tijdens de nameting van Sessie 3, t(84) = 2.01, p <.05 (Mpositieve = 2.49, SD =..58, Mnegatieve = 2.67, SD=.59). Bij de voor- en nameting van Sessie 1 en de voormeting van Sessie 3 was dit patroon niet zichtbaar. De belangrijkste bevinding is dat na drie sessies de positieve conditie een sterkere positieve IB hadden, terwijl de controle conditie een sterkere negatieve IB hadden. 3.5 Hypothese 3: Effecten van de CBM-I-trainingen op angst Om de effectiviteit van de CBM-I-training te analyseren met betrekking tot het verminderen van de angstdispositie en sociale angst, zijn er twee afzonderlijke 2 Conditie (Positieve/ Controle) x 2 Angst (Voormeting/ Nameting) ANOVA s uitgevoerd, over de data van de angstdispositie en de sociale angst (zie Grafiek 4). De beide analyses toonden een significant hoofdeffect van Angst, waarbij alle proefpersonen tijdens de voormeting significant angstiger waren in vergelijking met de nameting. Dit patroon was zichtbaar bij zowel angstdispositie, F(1,83) = 10.21, p <.01 (Mvoormeting = 36.60, SD = 8.92; Mnameting = 34.76, SD= 9.44) als bij sociale angst, Grafiek 4: Voor- en nameting van Angstdispositie (score op de ZBV-A) en Sociale angst (score op de FNEB), uitgesplitst per conditie Angstdispositie Sociale angst Gemiddelde mate van angst Voormeting Nameting Voormeting Nameting Positieve Conditie Controle Conditie 23

25 F(1, 83) = 8.04, p <.01 (Mvoormeting = 3.41, SD = 1.52; Mnameting = 3.03, SD = 1.82). De data van de VAS-schalen betreffende angstdispositie zijn geanalyseerd door een 2 Conditie (Positieve/ Controle) x 2 VAS (Voormeting/ Nameting) x 3 Sessie (Sessie 1/ 2/ 3) ANOVA. Hieruit bleken geen significante resultaten. Wel was er een trend zichtbaar in het cruciale interactie effect Conditie x VAS x Sessie, F(2, 166) = 2.69, p =.07. Om deze trend te onderzoeken zijn, afzonderlijk voor de positieve conditie en de controle conditie, twee 2 VAS (Voormeting/ Nameting) x 3 Sessie (Sessie 1/ 2/ 3) ANOVA s uitgevoerd. Hieruit bleken wederom geen significante resultaten. Bij de controle conditie was wel een trend zichtbaar bij het interactie effect VAS x Sessie, F(2, 80) = 2.74, p =.07. Deze trend is middels t-testen verder onderzocht, waar geen verdere significante resultaten uitkwamen. De data van de VAS-schalen betreffende sociale angst zijn geanalyseerd door een 2 Conditie (Positieve/ Controle) x 2 VAS (Voormeting/ Nameting) x 3 Sessie (Sessie 1/ 2/ 3) ANOVA. De analyse toonde een significant hoofdeffect van Sessie (F(2, 166) = 6.76, p <.01), waarbij de sociale angst van alle proefpersonen significant verminderde van sessie op sessie (Msessie1 = , SD = 39.31, Msessie2 = , SD = 40.74, Msessie3 = , SD = 40.28). Ook het hoofdeffect van VAS bleek significant (F(1, 83) = 10.37, p <.01), waarbij alle proefpersonen significant sociaal angstiger waren tijdens de voormetingen vergeleken met de nametingen (Mvoormetingen = , SD = 39.35, Mnametingen = , SD = 40.87). Het verwachte interactie effect van Conditie x VAS x Sessie bleek niet significant, F(2, 166) = 1.70, p >.05. Samenvattend, bleek uit de analyses dat alle proefpersonen een significante lagere score hadden op angstdispositie, sociale angst en sociale angst gemeten door de VASschalen, tijdens de nametingen in vergelijking met de voormetingen. Angstdispositie gemeten door de VAS-schalen toonden echter geen significante resultaten. 24

26 3.6 Hypothese 4: Invloed van factoren op de CBM-I- trainingseffecten Voor het analyseren van de mogelijke invloed van hechtingsstijl zijn de (middels mediaan gesplitste) voormetingen van de vermijdende (mediaan = 20) en angstige (mediaan = 12) hechtingsstijl gebruikt. Om te onderzoeken of hechtingsstijl van invloed was op de effectiviteit van de CBM-I in het modificeren van IB, zijn vermijdende en angstige hechtingsstijl afzonderlijk toegevoegd als between-factor aan twee 2 Conditie (Positieve/ Controle) x 2 Probe (Positieve/ Negatieve probes) x 3 Sessie (Sessie 1/ 2/ 3) ANOVA s, op de data van de reactietijden. Hieruit kwamen geen significante resultaten, waaronder ook de interactie effecten van Conditie x Probe x Sessie met vermijdende hechtingsstijl (F(2, 162) = 1.95, p >.05) en angstige hechtingsstijl (F(2, 162) =.47, p >.05). Om te onderzoeken of hechtingsstijl van invloed was op de effectiviteit van de CBM-I in het generaliseren van de gemodificeerde IB, zijn vermijdende en angstige hechtingsstijl afzonderlijk toegevoegd als between-factor aan twee 2 Conditie (Positieve/ Controle) x 2 IB (Negatief/ Positief) x 2 Tijd (Voormeting/ Nameting) x 3 Sessie (Sessie 1/ 2/ 3) ANOVA s, op de data van de herkenningstaak. Ook hier bleken de beide interactie effecten van Conditie x IB x Tijd x Sessie met vermijdende hechtingsstijl (F(2, 162) =.45, p >.05) en met angstige hechtingsstijl (F(2, 162) = 2.33, p >.05) niet significant. Uit de analyse met vermijdende hechtingsstijl bleken wel twee interactie effecten significant: Sessie x Vermijdende hechtingsstijl (F(2, 162) = 4.72, p <.05) en IB x Conditie x Vermijdende hechtingsstijl (F(1, 81) = 4.28, p <.05). Beide interactie effecten zijn middels t-testen onderzocht. Hieruit kwamen echter geen significante resultaten. Om te onderzoeken of andere factoren van invloed zijn op de effectiviteit van de CBM-I zijn ook de (middels mediaan gesplitste) voormetingen van angstdispositie 25

27 (mediaan = 35) en sociale angst (mediaan = 11) als between-factor toegevoegd aan bovengenoemde ANOVA s op de data van de reactietijden en de herkenningstaak. De voormetingen van negatieve IB (mediaan = 2.52) en positieve IB (mediaan = 2.48) zijn daarnaast ook als between-factor toegevoegd aan bovengenoemde ANOVA op de reactietijden. Uit de analyses waar de voormeting van angstdispositie, negatieve IB en positieve IB waren toegevoegd, kwamen geen significante resultaten. Echter, uit de analyses waar de voormeting van sociale angst was toegevoegd, bleken er significante resultaten. Bij de reactietijden bleek het cruciale interactie effect van Conditie x Probe x Sessie x Sociale angst significant, F(2, 162) = 3.11, p <.05. Bij de herkenningstaak bleek het interactie effect van Tijd x Sociale angst significant, F(1, 81) = 4.91, p <.05. Om het interactie effect Conditie x Probe x Sessie x Sociale angst te analyseren zijn drie afzonderlijke 2 Conditie (Positieve/ Controle) x 2 Probe (Positieve/ Negatieve probes) x 2 Sociale angst (< mediaan/ > mediaan) ANOVA s uitgevoerd per sessie. Uit deze analyses bleek enkel het interactie effect van Conditie x Probe x Sociale angst significant tijdens Sessie 1, F(1, 81) = 4.14, p <.05. Om dit resultaat verder te analyseren werden de reactietijden uitgesplitst naar sociaal laagangstige en sociaal hoogangstige proefpersonen, waarna er twee 2 Conditie (Positieve/ Controle) x Probe (Positieve/ Negatieve probes) ANOVA s zijn uitgevoerd. Uit deze analyses bleken enkel de hoofdeffecten van Probe bij de sociaal laagangstige (F(1, 41) = 5.11, p <.05) en bij de hoogangstige proefpersonen (F(1, 37) = 18.96, p <.001) significant. Deze hoofdeffecten toonden dat iedereen sneller reageerden op de positieve probes in vergelijking met de negatieve probes. Het interactie effect op de herkenningstaak van Tijd x Sociale angst is middels t- testen onderzocht. Hieruit bleek dat de nameting, vergeleken met de voormeting, van 26

28 de sociaal laagangstige proefpersonen een significant sterkere negatieve IB liet zien, t(42) = -4.62, p <.001 (Mvoormeting = -.17, SD =.33, Mnameting =.23, SD =.38). Dit bleek echter niet het geval bij de sociaal hoogangstige proefpersonen, waarbij de voormeting niet significant verschilde van de nameting t(40) = -1.01, p >.05. Samenvattend kan gesteld worden dat de verschillende voormetingen, inclusief angstige en vermijdende hechtingsstijl, niet van invloed waren op de effectiviteit van de CBM-I-training in het modificeren en generaliseren van IB. 3.7 Exploratieve analyse Een exploratieve analyse heeft de data van voor- en nameting van vermijdende en angstige hechtingsstijl onderzocht, middels twee afzonderlijke 2 Conditie (Positieve/ Controle) x 2 Hechtingsstijl (Voormeting/ Nameting) ANOVA s. Hier bleken echter geen significante resultaten zichtbaar, dit betrof zowel het interactie effect van de vermijdende hechtingsstijl (F(1, 83) =.05, p >.05) als de angstige hechtingsstijl (F(1, 83) = 1.08, p >.05). 4. Discussie In dit onderzoek werd er onderzocht of modificatie van de interpretatie bias (IB) bij niet-klinische adolescenten mogelijk is door hen drie keer te trainen middels de CBM-I-training en of het modificeren van IB vervolgens ook leidt tot vermindering van angst. Het huidige onderzoek is het eerste die de mogelijke invloed van hechtingstijl heeft onderzocht op de modificatie en generalisatie van IB. De resultaten van dit onderzoek lieten zien dat bij niet-klinische adolescenten interpretaties van ambigue sociale situaties middels CBM-I-trainingen positief 27

29 gemodificeerd kunnen worden. De positief getrainde proefpersonen reageerden sneller op positieve woorden welke een positieve interpretatie aan de ambigue sociale situaties gaven, ten opzichte van de niet-positief getrainde proefpersonen. De positief getrainde proefpersonen reageerden ook sneller op de positieve woorden ten opzichte van negatieve woorden die de ambigue sociale situaties een negatieve interpretatie gaven. Terwijl de niet-positief getrainde proefpersonen even snel op positieve woorden reageerden als op negatieve woorden. De positief gemodificeerde IB was na drie trainingssessies generaliseerbaar naar nieuwe sociale situaties. Voorts bleken de vermijdende en angstige hechtingstijl niet van invloed op de effectiviteit van de CBM-I-trainingen in het modificeren en generaliseren van IB. Daarnaast bleken de positieve CBM-I-trainingen niet effectief in het verminderen van angst, aangezien zowel de positief getrainde proefpersonen als de niet-positief getrainde proefpersonen na de drie CBM-I-trainingen beide lager scoorden op angstdispositie en sociale angst. In navolging van de eerder uitgevoerde onderzoeken bij adolescenten (Lothmann, et al., 2011; Salemink & Wiers, 2011) bleek in het huidige onderzoek dat IB positief gemodificeerd kan worden middels de CBM-I-training. De effectiviteit van de CBM- I-training in het modificeren van IB wordt door een aantal zaken benadrukt. Voorafgaand aan de trainingen bleek dat de positieve conditie angstiger was dan de controle conditie. Door de relatie tussen negatieve IB en angst, zou dit zich moeten vertalen naar langzamere reactietijden op de positieve woorden. Dat de positieve conditie na het ontvangen van drie positieve CBM-I-trainingen sneller reageerde op de positieve woorden dan de controle conditie, onderstreept de effectiviteit van de CBM-I-training. Verder bleek dat de positieve conditie verschilde van de controle conditie in de accuratesse van de controlevraag tijdens de trainingssessies. De controle conditie had deze vaker correct beantwoord in vergelijking met de positieve 28

30 conditie, hetgeen zou kunnen duiden op een verminderde mate van concentratie van de positieve conditie, aangezien de controlevragen voor beide condities gelijk waren. Een bijkomstigheid van het niet correct beantwoorden van de controlevraag is dat de positieve conditie vaker negatieve feedback ontving in vergelijking met de controle conditie. Dit is mogelijk niet bevorderlijk voor het trainen van een positievere IB. Ondanks de hogere score op angstdispositie, de lagere mate van concentratie en de hogere frequentie van negatieve feedback van de positieve conditie, waren de CBM-Itrainingen succesvol in het positief modificeren van IB, hetgeen pleit voor de effectiviteit van de CBM-I-training. In navolging van eerder onderzoek bleek de CBM-I-training succesvol in het generaliseren van de positief gemodificeerde IB naar nieuwe sociale situaties bij de positief getrainde proefpersonen. De positief getrainde proefpersonen hadden na drie trainingen een sterkere positieve IB in vergelijking met mate van positieve IB tijdens de eerste training. Ook in vergelijking met de niet-positief getrainde proefpersonen bleek een trend zichtbaar waarbij de positief getrainde proefpersonen een sterkere positieve IB hadden. Dat de resultaten pas zichtbaar werden na drie trainingen, benadrukt bovendien de toegevoegde waarde van meerdere trainingen (in navolging van Beard & Amir, 2008; Mathews et al., 2007). Ondanks de succesvolle generalisatie bleek uit dit onderzoek ook dat alle proefpersonen een sterkere negatieve IB hadden na de trainingen. Een mogelijke verklaring hiervoor zou kunnen zijn dat de drie sessies te lang en/of te saai waren. De accuratesse van de controlevragen is geen expliciete mate van concentratie, maar toont wel dat alle proefpersonen tijdens de nameting meer moeite hadden om simpele vragen over de sociale situaties correct te beantwoorden in vergelijking met de voormeting. Dit in combinatie met de bijkomstigheid van veel negatieve feedback in de laatste fase van de training, zou een 29