Minder Repetitief Negatief Denken (RND) door Concreet. Denken? De Effectiviteit van een Preventieve Interventie tegen RND bij. kwetsbare Adolescenten

Transcriptie

1 Minder Repetitief Negatief Denken (RND) door Concreet Denken? De Effectiviteit van een Preventieve Interventie tegen RND bij kwetsbare Adolescenten Nadja Bartel Masterthese Klinische Psychologie Studentnummer: Datum: Supervisor: Maurice Topper Aantal woorden: 10671

2 Abstract Repetitief negatief denken (RND) is een inadequate manier om op stress te reageren. Het versterkt negatieve gevoelens en is een risicofactor voor het ontstaan van depressie en angststoornissen. In deze studie werd het effect van een preventieve interventie tegen RND onderzocht. Daarnaast werd het mediërende effect van concreet denken op de interventie onderzocht. Het leren van concreet denken was een belangrijk onderdeel van de interventie. De hypothese was dat het veranderen van een abstract gedachtepatroon naar een concrete vorm leidt tot betere probleemoplossing en minder RND. Proefpersonen waren 154 scholieren en studenten uit Amsterdam met een hoge mate aan RND. Ze werden willekeurig toegewezen aan een groepsinterventie, een internetinterventie of een wachtlijst. Beide varianten van de preventieve interventie zorgden voor een vermindering van RND, vergeleken met de wachtlijst. De verschuiving van abstract naar concreet denken bleek het effect van de preventieve interventie op RND te mediëren. Met een groter en langduriger effect zou de interventie depressie en angststoornissen kunnen voorkomen en aanvullend kunnen worden aangeboden naast cognitieve gedragstherapie. Voor toekomstig onderzoek wordt aanbevolen om langetermijneffecten van de interventie te onderzoeken en om meer mediatoren te achterhalen om zo het effect te vergroten. 2

3 Inhoudsopgave I Preventie van RND door concreet denken 4 II Methode 7 a) Proefpersonen 7 b) Materiaal 7 Preventieve interventie 7 Repetitief negatief denken 8 Concreet denken 9 Demografische gegevens 10 c) Procedure 10 III Resultaten 11 a) Beginmetingen 11 b) Hypothese 1 11 PSWQ 12 RRS 12 PTQ 13 c) Hypothese 2 15 AMT 15 TSQ 16 CERTS 16 d) Hypothese 3 18 IV Discussie 20 V Literatuur 22 VI Bijlagen 26 a) Bijlage 1 26 b) Bijlage

4 I. Preventie van piekeren en rumineren door concreet denken Jaarlijks lijden ongeveer mensen aan een stemmingsstoornis en aan een angststoornis. Depressie en gegeneraliseerde angststoornis staan hierbij op nummer één (De Graaf, Ten Have & Van Dorsselaer, 2010). Het zijn de twee meest voorkomende psychische stoornissen in Nederland (Rijksinstituut voor Volksgezondheid en Milieu, 2012). De gevolgen van deze stoornissen zijn een hoge lijdensdruk en een verminderde levenskwaliteit bij de betreffende mensen (Klein, Torpey, Bufferd & Dyson, 2008) en enorme maatschappelijke kosten (Greenberg et al., 1999). Diverse onderzoeken hebben aangetoond dat Cognitieve Gedragstherapie (CGT) een effectieve behandeling is tegen depressie (Gloaguen, Cottraux, Cucherat & Blackbrun, 1998; DeRubeis et al., 2005; Hollon et al., 2005) en tegen angststoornissen (Borkovec & Costello, 1993; Van Balkom et al., 1994; Durham, Chambers, Macdonald, Power & Major, 2003). Hoewel CGT effectief is zijn er een aantal problemen rondom de behandeling. Allereerst zoekt slechts een gedeelte van de mensen hulp voor hun psychische stoornis (Eisenberg, Golberstein & Gollust, 2007). Dit wordt bovendien vaak pas jaren na het ontstaan van de stoornis gedaan, gemiddeld pas elf jaar later (Wang, Berglund, Olfson & Kessler, 2004). Het inschakelen van psychische hulp is voor sommigen een te hoge drempel. Daarnaast stoppen veel patiënten met de behandeling voordat deze is afgesloten (Pinto-Meza et al., 2007). Er zijn ook mensen bij wie CGT niet werkt. Zo reageren mensen minder goed op deze therapie wanneer zij al meerdere episodes van een depressie of angststoornis hebben meegemaakt of wanneer hun eerste episode vroeg in hun leven heeft plaatsgevonden (Hoberman, Lewinsohn & Tilson, 1998). Over het algemeen reageren adolescenten ook minder goed op CGT (Barrett, Dadds & Rappee, 1996). Dit is een nadeel omdat depressies en angststoornissen juist vaker voorkomen bij adolescenten dan bij jonge kinderen (Hakin et al., 1998). Ten slotte zijn de effecten van CGT maar van tijdelijke duur. De kans is groot dat mensen weer terugvallen nadat zij zijn hersteld van een depressie (Mischoulon et al., 2011) of angststoornis (Durham et al., 2005). Gezien deze nadelen zou preventie gebruikt kunnen worden als aanvulling op behandeling. Onder preventie verstaat men het plegen van een interventie voordat een stoornis daadwerkelijk is opgetreden (Mrazek & Haggerty, 1994). Het doel van preventie is om mensen vroegtijdig te beschermen tegen bepaalde stoornissen. De eerste episode van een depressie of angststoornis kan zo worden uitgesteld dat leidt tot een betere prognose (Hoberman et al., 1998). Omdat preventie voordelen heeft boven CGT is het een bruikbare aanvulling die mensen buiten behandeling zou kunnen houden. In dit onderzoek is de effectiviteit van een preventieprogramma onderzocht. In de loop der jaren zijn er meerdere preventieprogramma s ontwikkeld voor adolescenten. Preventieprogramma s zijn het meest effectief als zij worden ingezet bij risicogroepen in plaats van algemene groepen (Jané-Llopis, Hosman, Jenkins & Anderson, 2003; Horowitz & Garber, 2006). Adolescenten zijn in dat opzicht een bruikbare doelgroep omdat zich bij hun de eerste kwetsbaarheden 4

5 uiten (Turner & Cole, 1994) terwijl de stoornis nog niet is ontwikkeld. Daarnaast is het een handige doelgroep die via scholen eenvoudig te mobiliseren is (Sutton, 2007). Onderzoeken tonen aan dat preventieprogramma s voor adolescenten een grotere effectiviteit hebben wanneer zij doelgericht worden aangeboden in plaats van universeel (Jané-Llopis, Hosman, Jenkins & Anderson 2003; Horowits & Garber 2006). De literatuur onderscheidt deze twee vormen van preventie aan de hand van de doelgroep (Munoz, Mrazek & Haggerty, 1996): universele preventie wordt gegeven aan een algemene groep mensen uit de normale populatie, doelgerichte preventie wordt gegeven aan een groep mensen met een verhoogd risico op een stoornis, bijvoorbeeld door familiare belasting, of met stoornis-specifieke symptomen (Munoz et al., 1996). Tot nu toe liet effectonderzoek van doelgerichte preventieprogramma s echter vooral matige en kortdurende effecten zien. De matige effectiviteit van preventieprogramma s vraagt om verbetering. Bij de zoektocht naar factoren die de effectiviteit verhogen bleek dat preventieprogramma s effectiever zijn wanneer ze van korte duur zijn, de doelgroep oudere adolescenten zijn, er gebruik wordt gemaakt van huiswerkopdrachten en de programma s uitgevoerd worden door professionele behandelaars (Stice, Shaw, Bohon, Marti & Rohde, 2009). Daarnaast bleek het effect het grootst wanneer de focus lag bij de bestrijding van risicofactoren van een stoornis (Zvolensky, Schmidt, Bernstein & Keough, 2006; Ingram, Odon & Mitchusson, 2004). Twee risicofactoren voor depressie en angststoornissen zijn rumineren en piekeren. Rumineren is gedefinieerd als oncontroleerbaar en herhaaldelijk nadenken over negatieve gevoelens en beperkingen (Nolen-Hoeksema, 1991). Volgens een componentenanalyse van Treynor et al. (2003) bestaat rumineren uit twee subtypes; brooding en reflection. Terwijl met reflection het doelgerichte inzich-keren ter oplossing van een probleem wordt bedoelt, verstaat men onder brooding het passieve vergelijken van de huidige toestand met een niet behaald doel (Treynor et al., 2003). Onder piekeren verstaat men oncontroleerbare, herhaaldelijke en angstige gedachten over mogelijke negatieve gebeurtenissen in de toekomst. Ondanks het feit dat rumineren en piekeren bij ieder mens voorkomen, hebben hoge frequenties ervan een slechte invloed op de psychische gezondheid. Onderzoeken tonen aan dat rumineren, met name de brooding-component (Schoofs, Hermans & Raes, 2010), een goede voorspeller is voor het ontwikkelen van depressieve symptomen (Nolen-Hoeksema, 1991; Hong, 2007) en dat piekeren een goede voorspeller is voor het ontwikkelen van een angststoornis (Segerstorm, Tsao, Alden & Craske, 2000; Calmes & Roberts, 2007). Hoewel er traditioneel een onderscheid werd gemaakt tussen rumineren en piekeren hebben deze processen veel overeenkomsten (Ehring & Watkins, 2008). Beide bestaan uit (1) oncontroleerbare (2) negatieve gedachten (3) die zich vaak herhalen. De gelijkheid van deze processen wordt aangetoond door onderzoeken die een risico van beide processen ontdekten voor zowel depressies als angststoornissen (Brown, Anthony & Barlow, 1992; Starcevic, 1995; Nolen-Hoeksema, 2000; Ehring & Watkins, 2008). De twee processen zijn daarom samengevat onder de overkoepelende 5

6 term repetitief negatief denken (RND) (Ehring & Watkins, 2008). Interventies die zich richten op het voorkomen van RND kunnen zo gemakkelijk ingrijpen op beide processen. Bij het ontwikkelen van een effectieve interventie tegen RND is allereerst onderzocht wat disfunctioneel is aan RND. Recent onderzoek heeft laten zien dat abstract denken een disfunctionele factor is van RND (Stöber, Tepperwien & Staak, 2000; Watkins, Moberly & Moulds, 2008). Abstract denken kenmerkt zich door het willen achterhalen van de oorzaak na een negatieve gebeurtenis (vragen naar het waarom ) en voortdurende zelfevaluatie (Treynor, Gonzalez & Nolen-Hoeksema, 2003). Daartegenover staat concreet denken dat zich richt op de oplossing van een probleem door vragen te stellen als Hoe los ik dit op? en Wat kan ik doen?. Door alleen te vragen naar de oorzaak wordt probleemoplossend gedrag onvoldoende gestimuleerd. Soms is het ook niet mogelijk om de oorzaak van een gebeurtenis te achterhalen. Bovendien kan voortdurend evalueren van het zelf leiden tot een negatief zelfbeeld (Treynor et al., 2003). Recent onderzoek vergeleek abstract denken en concreet denken met elkaar (Watkins, 2008). Abstract denken zorgde, vergeleken met concreet denken, voor een toename in emotionaliteit en een slechte specifieke herinnering. Concreet denken zorgde daarentegen voor een betere probleemoplossing (Watkins, 2008). Gezien het disfunctionele karakter van abstract denken zou een verschuiving van abstract naar concreet denken een inhoudelijke rol kunnen spelen in preventieprogramma s die RND tegen willen tegengaan. Programma s die zich richten op een toename van concreet denken zouden probleemoplossing en afname van RND kunnen stimuleren. Dit onderzoek beoogt te toetsen (a) of een preventieve interventie gericht op het aanpakken RND effectief is in het reduceren van RND en (b) of concreet denken daarbij een mediërende rol speelt. Voor dit onderzoek is een aangepaste versie gebruikt van een op rumineren gericht terugvalpreventieprogramma voor depressie (Watkins et al., 2007). De oorspronkelijke versie van Watkins et al. (2007) is al effectief gebleken bij volwassen patiënten met een chronische depressie. De resultaten van het onderzoek lieten zien dat de interventie voor een afname zorgde van zowel rumineren als depressie. Ook namen comorbide as-i diagnoses, met name angststoornissen, af. De aangepaste versie, die in het huidige onderzoek is gebruikt, is een preventieve interventie die zich niet richt op het voorkomen van terugval, maar op het verminderen van de risicofactor RND. De gebruikte interventie houdt rekening met factoren die volgens eerder onderzoek de effectiviteit van preventieprogramma s blijken te verhogen. De doelgroep zijn adolescenten tussen de 14 en 20 jaar met een hoge mate van RND. Ze krijgen gedurende 6 zittingen een groepsvariant of een internetvariant van de interventie aangeboden. Beide varianten worden vergeleken met een wachtlijst controleconditie. De preventieve interventie wordt gegeven door professionele behandelen en er wordt gebruik gemaakt van wekelijkse huiswerkopdrachten. Doormiddel van imaginatie oefeningen wordt er tijdens de interventie ingegaan op het aanleren van een meer concrete denkstijl. De verwachting is dat na afloop van de interventie de mate van RND in beide behandelgroepen is afgenomen als gevolg van de interventie (hypothese 1). Daarnaast wordt verwacht 6

7 dat de mate van concreet denken in de behandelgroepen sterker is toegenomen als gevolg van de interventie (hypothese 2). Ten slotte wordt verwacht dat het effect van de interventie op RND wordt gemedieerd door een toename in concreet denken (hypothese 3). II. Methode a) Proefpersonen Voor dit onderzoek zijn 154 adolescenten geselecteerd om deel te nemen, 113 scholieren (havo/vwo) en 41 studenten (hbo/wo) uit Amsterdam. Allen waren in de leeftijd van 14 tot 20 jaar. De deelnemers zijn geworven op middelbare scholen, hogescholen en universiteiten. Scholieren vulden tijdens de les het eerste deel van de screeningsvragenlijsten in, de PSWQ (Meyer, Miller, Metzer, & Borkovec, 1990) en de RRS (Raes, Hermans & Eelen, 2003). Wanneer hun scores op piekeren (PSWQ) en rumineren (RRS) allebei boven het 66 ste percentiel lagen, met minstens één van de twee boven het 75 ste percentiel, werden zij gevraagd om het tweede screeningsdeel online in te vullen. Diegenen die op basis van hun scores op de Generalized Anxiety Disorder Questionnaire (GADQ; Newman et al., 2002) en op de Patient Health Questionnaire (PHQ-9; Spitzer, Kroenke & Williams, 1999) voldeden aan een gegeneraliseerde angststoornis of een depressie werden uitgesloten voor verdere deelname. Studenten doorliepen de gehele screening online. Voor hun golden dezelfde inclusie en exclusie criteria. Na de screening zijn de proefpersonen willekeurig ingedeeld in drie condities: (1) groepsinterventie, (2) internetinterventie en (3) wachtlijstconditie. Er is gestratificeerd voor sekse en opleiding (middelbare school vs. hoger onderwijs). Uiteindelijk hebben 127 van de 154 deelnemers de preventieve interventie of de wachtperiode tot het einde gevolgd en de nameting ingevuld. Dit waren er 105 vrouwen en 22 mannen. De gemiddelde leeftijd was 16,95 (SD = 1,603). In totaal zijn 27 proefpersonen afgevallen uit de groeps- (n=7), internet- (n=16) en wachtlijstconditie (n=4). Zij zijn niet meegenomen in de analyse omdat zij de nameting niet hebben afgerond of omdat zij meer dan 2 onderdelen van de interventie hebben gemist. b) Materiaal Preventieve interventie De preventieve interventie die in dit onderzoek gebruikt is, kan als groeps- of als internetinterventie worden gegeven. De groepsinterventie is bedoeld voor ongeveer 8 deelnemers per groep en bestaat uit 6 zittingen van 90 minuten. De internetinterventie wordt individueel gegeven en verschilt inhoudelijk niet van de groepsvariant. De zes zittingen van de interventie bestaan uit verschillende modules: Module 1: Na de introductie worden effectieve versus ineffectieve manieren voor het omgaan met stressvolle situaties besproken. Het begrip piekeren wordt geïntroduceerd als een ineffectieve 7

8 manier. Dit wordt gedaan aan de hand van een model dat de negatieve spiraal van piekeren weergeeft: wanneer men op stressvolle situaties reageert met piekeren wordt het negatieve gevoel alleen maar sterker. De stress neemt toe en men is nog meer geneigd om te gaan piekeren. Ondanks het feit dat de interventie zich richt op het verminderen van zowel piekeren als rumineren wordt er tijdens de interventie alleen gesproken van piekeren. Dit is gedaan om het voor de deelnemers simpel te houden. Module 2: Deelnemers leren zich in deze zitting bewust te worden van een stressvolle situatie. Hun reacties op deze situaties worden besproken. Er wordt gekeken welke reacties effectief zijn en welke niet. Vervolgens worden alternatieve reacties bedacht, zoals het uitvoeren van activiteiten, het verlagen van het tempo, het opbreken van taken en het uit de gewoonte stappen door tegenstrijdig te handelen. Module 3: In deze sessie worden de begrippen abstract denken versus concreet denken geïntroduceerd. Er worden verschillende denkoefeningen toegepast waarin zowel met abstract als concreet denken wordt geoefend. De deelnemers leren hoe concreet denken werkt. Tenslotte leren zij een ontspanningsoefening die thuis kan worden herhaald. Module 4: In deze sessie worden middels een persoonlijke functieanalyse alternatieven voor piekeren gezocht. De voordelen die piekeren voor de deelnemers heeft kunnen vaak op andere manieren bereik worden, zonder de nadelige gevolgen van RND. Deelnemers worden aangemoedigd deze alternatieve activiteiten uit te voeren. Module 5: In deze sessie leren deelnemers om aardiger tegen zichzelf te zijn en zichzelf minder kritisch te evalueren. Zij leren vriendelijke en aanmoedigende uitspraken tegen zichzelf te doen en beter voor zichzelf te zorgen. Module 6: In deze laatste sessie worden de vaardigheden die tot nu toe zijn geleerd herhaald. Verder leren de deelnemers het belang van assertiviteit en hoe zij dit kunnen toepassen in verschillende situaties. Ten slotte bepalen de deelnemers hun meest effectieve strategieën en is er ruimte voor evaluatie. Repetitief negatief denken De mate van RND is gemeten met drie verschillende vragenlijsten. De eerste vragenlijst is de Nederlandse versie van de Penn State Worry Questionnaire (PSWQ; Meyer, Miller, Metzer, & Borkovec, 1990; Nederlandse versie, Van Rijsoort, Emmelkamp & Vervaeke, 1999). De PSWQ is een zelfrapportage vragenlijst die excessief en oncontroleerbaar piekeren bij volwassenen meet. De vragenlijst bestaat uit 16 items die worden gescoord op een 5-puntsschaal, lopend van helemaal niet op mij van toepassing tot in grote mate op mij van toepassing. Een voorbeeld van een item uit de PSWQ luidt: Ik ben mijn hele leven al een piekeraar geweest. De PWSQ heeft een hoge interne consistentie betrouwbaarheid (α =.88.92; Van Rijsoort et al., 1999; Kerkhof et al., 2000; Van der Heiden, Muris, Bos, Van der Molen & Oostra, 2009) en een hoge test-hertest betrouwbaarheid (r =.74 8

9 -.93; Meyer et al.). Bovendien heeft de PWSQ een goede convergente validiteit (Van Rijsoort et al., Kerkhof et al.). De tweede vragenlijst voor RND is de Nederlandse versie van de Ruminative Response Scale (RRS; Raes, Hermans & Eelen, 2003), een door Treynor et al. (2003) aangepaste subschaal van de Response Style Questionnaire (RSQ; Nolen-Hoeksema & Morrow, 1991). De RRS is een zelfrapportage vragenlijst die de mate van rumineren bij volwassenen meet. De vragenlijst bestaat uit 26 items die worden gescoord op een 4-puntsschaal, lopend van bijna nooit tot bijna altijd. Een voorbeelditem uit de RRS luidt: Ik denk na over hoe alleen ik me voel. De subschaal brooding bestaat uit 5 items (items 9, 12, 13, 24 en 26). Een voorbeelditem van de subschaal brooding luidt: Ik denk na over een recente gebeurtenis, waar ik dan van wens dat het beter was verlopen. De Nederlandse versie van de RRS (Raes et al.) heeft een hoge interne consistentie betrouwbaarheid (α =.90) en een goede convergente validiteit (Schoofs, Hermans & Raes, 2010). Zie Bijlage 1 voor een volledige weergave van de vragenlijst. Als derde maat voor RND is de Perseverative Thinking Questionnaire (PTQ; Ehring et al., 2011) gebruikt. De PTQ is een zelfrapportage vragenlijst die verschillende componenten van RND meet. De PTQ bestaat uit 15 items die worden gescoord op een 5-puntsschaal lopend van "nooit" tot "bijna altijd". Een voorbeeld item uit de PTQ luidt: "Ik denk over veel problemen na zonder ze op te lossen". De PTQ heeft een hoge interne consistentie betrouwbaarheid (α =.95) en een redelijk hoge test-hertest betrouwbaarheid (r =.66.69). Bovendien heeft de PTQ een goede convergente en divergente validiteit (Ehring et al.). Concreet denken Er zijn 3 vragenlijsten gebruikt om concreet denken te meten. De eerste vragenlijst is de "minimale instructie versie" van de Autobiographical Memory Test (AMT; Debeer, Hermans & Raes, 2009). Dit is een zelfrapportage vragenlijst, gemaakt om specifieke versus globale herinnering te meten. Hierbij geldt dat bij een abstract denkpatroon een globale herinnering wordt verwacht, terwijl bij concreet denken een specifieke herinnering wordt verwacht. De vragenlijst toont 5 negatieve emotiewoorden (bijv. "bang") en 5 positieve emotiewoorden op (bijv. "blij") met de vraag voor elk woord een situatie uit het verleden, waaraan het woord de invuller doet denken, te omschrijven. De minimale instructie versie van de AMT blijkt een bruikbaar instrument te zijn voor het meten van globale versus specifieke herinnering bij een normale populatie (Debeer et al., 2009). Als maat voor concreet denken is de verhouding van specifieke herinneringen over de tien items gebruikt. De tweede vragenlijst is de Thinking Style Questionnaire (TSQ; Topper, in preparation), een zelfrapportage vragenlijst om abstract versus concreet denken te meten. De 28 items van de vragenlijst zijn beschrijvingen van verschillende situaties. Proefpersonen krijgen de instructie om per item uit twee aangeboden gedachtebeschrijvingen één te kiezen die het beste past bij hun eigen gedachte in reactie op de beschreven situatie. Een voorbeeld van een item luidt: Je hebt iets stuk gemaakt van een 9

10 ander. De antwoordmogelijkheden hierop zijn: (a) Ik denk: Waarom ben ik zo onvoorzichtig met andermans spullen? (=abstract), (b) Ik denk: Hoe kan ik dit vergoeden? (=concreet). De TSQ heeft een hoge interne consistentie betrouwbaarheid (α =.75) en een redelijke convergente en divergente validiteit. Zie Bijlage 2 voor een volledige weergave van de vragenlijst. De derde vragenlijst is de Cambridge-Exeter Repetitive Thoughts Scale (CERTS; Raes & Hermans, 2006). Dit is een zelfrapportage vragenlijst die concreet versus abstract denken meet. De CERTS bestaat uit 16 items die worden gescoord op een 4-puntsschaal lopend van "bijna nooit" tot "bijna altijd". Een voorbeeld van een item voor abstract denken luidt: "Wanneer er gedachten over mezelf, over gevoelens, situaties of gebeurtenissen bij me opkomen dan maak ik me zorgen over wat andere mensen van me zouden denken". Een voorbeeld van een item voor concreet denken luidt: "Wanneer er gedachten over mezelf, over gevoelens, situaties of gebeurtenissen bij me opkomen dan lijk ik erg bezig met en in contact met wat er om me heen gebeurt". Een lage score op de CERTS betekent een hoge mate van concreet denken. De Franse versie van de CERTS heeft een goede interne betrouwbaarheid voor concreet (α =.80) en abstract (α =.77) denken (Douilliez, Philippot, Heeren, Watkins & Barnard, in preparation). Demografische gegevens In dit onderzoek zijn een aantal demografische gegevens gemeten. Naast de genoemde vragenlijsten is gevraagd naar opleidingsniveau, onderwijssoort, leeftijd, geslacht, nationaliteit, medicatiegebruik, gebruik van psychologische hulp en eventuele diagnose. c) Procedure Wanneer de adolescenten na de werving in de klas of via internet voldaan hadden aan de inclusiecriteria voor piekeren (PSWQ) en rumineren (RRS) zijn zij uitgenodigd om door te gaan met het onderzoek. Van de deelnemers onder de 18 jaar is ook toestemming van de ouders gevraagd. Hierna volgde de voormeting (PSWQ, RRS, PTQ, CERTS, TSQ AMT), de meting van de exclusiecriteria (GADQ, PHQ-9) en werden de demografische gegevens afgenomen. Adolescenten die aan alle eisen voldeden zijn willekeurig toegewezen aan een van de drie condities (groep-, internet- en wachtlijst conditie). De deelnemers uit de groeps- en internetconditie volgden zes weken lang de interventie. De groepsinterventie werd gegeven door een ervaren psycholoog en een co-trainer (masterstudent). De deelnemers uit de wachtlijstconditie kregen geen interventie. Aan het einde van de zes weken hebben de deelnemers dezelfde vragenlijsten ingevuld als bij de voormeting. Alle proefpersonen hebben een financiële beloning gekregen. Voor de twee behandelcondities is dat in totaal 24 euro geweest. De wachtlijstgroep heeft 31 euro gekregen. Na afloop van het onderzoek heeft de wachtlijstconditie de mogelijkheid gekregen de preventieve interventie alsnog te volgen. 10

11 III. Resultaten a) Beginmetingen Voorafgaand aan de preventieve interventie waren er geen significante verschillen tussen de groeps-, internet- en wachtlijstconditie voor de variabelen opleidingsniveau (χ 2 (6) = 5.68, p >.05), onderwijssoort (χ 2 (2) =.29, p >.05), leeftijd (χ 2 (12) = 8.51, p >.05; F(2,124) =.501, p >.05), geslacht (χ 2 (2) =.68, p >.05), nationaliteit (χ 2 (6) = 6.89, p >.05), medicatie (χ 2 (2) = 4.77, p >.05), psychologische hulp (χ 2 (2) = 1.58, p >.05) en diagnose (χ 2 (2) = 2.94, p >.05). De studenten waren ouder dan de scholieren en rapporteerden voorafgaand aan de interventie een grotere mate van piekeren (PSWQ, F(1,125) = 8.412, p <.01), rumineren (RRS, F(1,125) = 6.669, p <.05) en repetitief negatief denken (PTQ, F(1,125) = 5.255, p <.05). Dit komt overeen met wat er werd verwacht. Er werden geen andere verschillen gevonden tussen de resultaten van studenten en scholieren. Er waren geen verschillen tussen de condities bij scholieren en studenten. Daarom zijn hun gegevens bij elkaar genomen voor de bespreking van de overige resultaten. Volgens de Kolmogorov-Smirnoff-test weken sommige variabelen af van de normaalverdeling. Bij een grote steekproef blijkt een ANOVA echter robuust te zijn tegen afwijkingen van de normaalverdeling. De resultaten zijn dan nog steeds betrouwbaar (Glass, Peckham & Sanders, 1972; Harwell, Rubinstein, Hayes & Olds, 1992; Lix, Keselman & Keselman, 1996). In dit onderzoek is daarom alsnog gebruik gemaakt van parametrische toetsten. b) Hypothese 1: De invloed van de preventieve interventie op RND Voor iedere conditie zijn de gemiddelde scores van piekeren, rumineren, brooding en repetitief negatief denken berekend, samen met de standaarddeviaties. Dit is gedaan voor de voor- en nameting, zie Tabel 1. Voor de vraag of RND afneemt als gevolg van de interventie is een 3x2 mixed ANOVA uitgevoerd, met conditie (groep/internet/controle) als tussen-proefpersoonfactor en tijd (voormeting /nameting) als binnen-proefpersoonfactor. 11

12 Tabel 1. Gemiddelde scores (en standaarddeviaties tussen haakjes) op Piekeren, Rumineren, Brooding en Repetitief Negatief Denken voor de Groepsconditie, Internetconditie, Controleconditie en totale steekproef tijdens de Voor- en Nameting Piekeren PSWQ Groep Internet Controle Totaal voor na voor na voor na voor na (8.37) (10.43) (8.18) (9.00) (8.54) (9.87) (8.35) (10.10) Rumineren RRS (11.18) (10.78) (11.43) (11.80) (9.52) (9.12) (10.62) (10.57) Brooding RRS-brooding (3.47) 9.70 (2.86) (3.19) 9.78 (3.29) (2.61) (2.72) (3.08) (3.02) Repetitief Negatief Denken PTQ (8.71) (9.79) (9.72) (10.04) (7.92) (9.82) (8.72) (10.13) PSWQ Er was een significant hoofdeffect van tijd op de PSWQ, F(1,124) = 64.73, p <.01, ηp 2 =.35. Ongeacht de condities was piekeren binnen de gehele steekproef over de tijd afgenomen. Het hoofdeffect van conditie was niet significant. Zoals verwacht bleek er een interactie-effect te zijn voor de Tijd x Conditie interactie op de PSWQ, F(2,124) = 5.80, p <.01, ηp 2 =.044. De multipele vergelijking uit de post hoc analyse (LSD) liet zien dat de twee behandelcondities niet van elkaar verschilden wat betreft afname in piekeren. Piekeren was wel in beide behandelcondities significant sterker afgenomen dan in de wachtlijstconditie (groep vs. wachtlijst: t(88) = -3,31, p <.002; internet vs. wachtlijst: t(81) = -2,51, p <.02). De gegevens zijn grafisch weergegeven in Figuur 1. RRS Er bleek er een significant hoofdeffect te zijn van tijd op de RRS, F(1,124) = 34.12, p <.001, ηp 2 =.21. Over de gehele steekproef nam de mate van rumineren af tussen de voor- en de nameting. Het hoofdeffect van conditie was niet significant. Anders dan van tevoren verwacht, werd er geen significant interactie-effect gevonden voor de Tijd x Conditie interactie. Deze resultaten veranderden wanneer alleen werd gekeken naar de brooding subschaal van de RRS. Er was een significant hoofdeffect voor Tijd, F(1,124) = 45.60, p <.001, ηp 2 =.27 maar geen significant hoofdeffect voor Conditie. Het interactie-effect voor de Tijd x Conditie interactie was in dit geval wel significant, F(2,124) = 3.19, p <.05, ηp 2 =.049. Uit de post hoc analyse bleek geen verschil tussen de twee behandelscondities op de afname van brooding. Vergeleken met de wachtlijstconditie werd er wel een significant verschil in afname gevonden bij zowel de groeps- (t(88) = -2.29, p <.03) als de internet 12

13 conditie (t(64,57) = -2.12, p <.04). De gegevens zijn grafisch weergegeven in Figuur 2. PTQ Het hoofdeffect van Tijd op de PTQ bleek significant te zijn, F(1,124) = 25.57, p <.001, ηp 2 =.17. Repetitief negatief denken nam tussen de voor- en nameting af, ongeacht de condities. Het hoofdeffect van Conditie was niet significant. Overeenkomend met de verwachting, is er een interactie-effect gevonden voor de Tijd x Conditie interactie op de PTQ, F(2,124) = 3.49, p <.05, ηp 2 =.029. Uit de post hoc analyse bleek geen verschil tussen de twee behandelcondities op de afname in repetitief negatief denken. Vergeleken met de wachtlijstconditie werd er een significant verschil in afname gevonden bij zowel de groeps- (t(76.67) = -2.56, p <.02) als de internet conditie (t(81) = -1.99, p <.05). De gegevens zijn grafisch weergegeven in Figuur 3. Figuur 1. Gemiddelde scores op de PSWQ voor de groeps-, internet- en wachtlijstconditie tijdens de voor- en nameting. 13

14 Figuur 2. Gemiddelde scores op de brooding-subschaal van de RRS voor de groeps-, internet- en wachtlijstconditie tijdens de voor- en nameting Figuur 3. Gemiddelde scores op de PTQ voor de groeps-, internet- en wachtlijstconditie tijdens de voor- en nameting 14

15 c) Hypothese 2: De invloed van de preventieve interventie op concreet denken Voor de mate van concreet denken zijn er drie vragenlijsten gebruikt, de AMT, de TSQ en de CERTS. Volgens de Spearman s rho is er een significante correlatie tussen de TSQ en de CERTS tijdens de voormeting (ϱ= -.32, p (1-zijdig) <.001) en de nameting (ϱ= -.51, p (1-zijdig) <.001. Deze correlatie is negatief omdat een afname op de CERTS een toename van concreet denken betekent. Bij de TSQ loopt dit gelijk. Er is geen correlatie gevonden tussen de AMT en de TSQ, en de AMT en de CERTS. Voor iedere conditie zijn de gemiddelde scores van deze drie maten van concreet denken berekend, samen met de standaarddeviaties. Dit is gedaan voor de voor- en nameting, zie Tabel 2. Om te onderzoeken of concreet denken toeneemt als gevolg van de interventie (hypothese 2), is een 3x2 mixed ANOVA uitgevoerd, met Conditie (groep/internet/controle) als tussen-proefpersoonfactor en Tijd (voormeting/nameting) als binnen-proefpersoonfactor. Tabel 2. Gemiddelde scores (en standaarddeviaties tussen haakjes) op de drie maten van Concreet Denken voor de Groepsconditie, Internetconditie, Controleconditie en totale steekproef tijdens de Voor- en Nameting Groep Internet Controle Totaal voor na voor na voor na voor na AMT-specifiek 0,363 (0,319) 0,438 (0,283) 0,330 (0,367) 0,385 (0,277) 0,477 (0,397) 0,359 (0,323) 0,395 (0,344) 0,394 (0,326) TSQ 16,30 (4,55) 20,23 (5,22) 14,92 (4,52) 19,86 (5,74) 14,07 (4,52) 14,93 (4,33) 15,09 (4,59) 18,20 (5,61) CERTS 41,93 (4,75) 38,95 (4,89) 41,41 (4,57) 39,16 (6,00) 42,00 (4,80) 42,24 (4,82) 41,80 (4,68) 40,20 (5,40) AMT Er bleek geen significant hoofdeffect van Tijd te zijn op de AMT-specifiek. Ook is er geen significant hoofdeffect gevonden voor Conditie. Zoals verwacht was er een significant interactie-effect tussen de Tijd x Conditie interactie op de AMT-specifiek, F(2,124) = 3.71, p <.03, ηp 2 =.029. Concreet denken was toegenomen tussen de voor-en nameting, afhankelijk van de conditie. De twee behandelcondities verschilden niet van elkaar in de toename van concreet denken. In de groepsconditie nam concreet denken significant toe vergeleken met de wachtlijst conditie, t(88) = 2.41, p <.02. Het verschil in toename tussen de voor- en nameting binnen de internetconditie vergeleken met het verschil in de wachtlijstconditie was ook significant, t(81) = 2.15, p <.04. De gegevens zijn grafisch weergegeven in Figuur 4. 15

16 TSQ Het hoofdeffect van Tijd op de TSQ bleek significant te zijn, F(1,124) = 45.52, p <.001, ηp 2 =.27. Op de TSQ nam concreet denken toe tussen voor- en nameting, ongeacht de condities. Tevens was het hoofdeffect van Conditie significant, F(2,124) = 10.95, p <.001, ηp 2 =.078. Overeenkomend met de verwachting, is er een interactie-effect gevonden voor de Tijd x Conditie interactie op de TSQ, F(2,124) = 6.60, p <.003, ηp 2 =.048. Uit de post hoc analyse bleek geen verschil tussen de twee behandelcondities op de toename in concreet denken. Vergeleken met de wachtlijstconditie werd er wel een significant verschil in toename gevonden bij zowel de groeps- (t(74.82) = 2.56, p <.02) als de internet conditie (t(81) = 4.00, p <.001). De gegevens zijn grafisch weergegeven in Figuur 5. CERTS Een afname op de CERTS betekende een toename in concreet denken. Er is een significant hoofdeffect gevonden van Tijd, F(1,124) = 12.36, p <.002, ηp 2 =.09. Ongeacht de condities was concreet denken binnen de gehele steekproef over de tijd toegenomen. Het hoofdeffect van Conditie was niet significant. Zoals verwacht bleek er een interactie-effect te zijn voor de Tijd x Conditie interactie op de CERTS, F(2,124) = 4.53, p <.02, ηp 2 =.036. De post hoc analyse liet zien dat de twee behandelcondities niet van elkaar verschilden wat betreft toename in concreet denken. Concreet denken was in beide behandelcondities significant sterker toegenomen dan in de wachtlijstconditie (groep vs. wachtlijst: t(88) = -2,93, p <.005; internet vs. wachtlijst: t(81) = -2,21, p <.04). De gegevens zijn grafisch weergegeven in Figuur 6. 16

17 Figuur 4. Gemiddelde scores op de AMT-specifiek voor de groeps-, internet- en wachtlijstconditie tijdens de voor- en nameting Figuur 5. Gemiddelde scores op de TSQ voor de groeps-, internet- en wachtlijstconditie tijdens de voor- en nameting 17

18 Figuur 6. Gemiddelde scores op de CERTS voor de groeps-, internet- en wachtlijstconditie tijdens de voor- en nameting d) Hypothese 3: Concreet denken als mediërende factor van de preventieve interventie op piekeren, rumineren en repetitief negatief denken Voor de mediatie-analyse zijn de groeps- en internet conditie bij elkaar genomen onder de conditie interventie. Dit kan worden gedaan omdat de twee groepen uit eerdere analyses niet significant van elkaar verschilden in hun resultaat. Als maten voor concreet denken zijn de verschilscores tussen vooren nameting op de drie maten van concreet denken berekend. Als maten voor piekeren, rumineren, brooding en RND zijn de verschilscores tussen voor- en nameting op de PSWQ, RRS, RRS-brooding en PTQ berekend. Middels de mediatie-analyse zijn er vier mediatie-effecten gevonden. De resultaten laten een partiële mediatie zien van het effect van de interventie (X) op piekeren (Y) door concreet denken (M), zowel met de TSQ als de CERTS. In beide gevallen is c significant kleiner dan c. De resultaten zijn grafisch weergegeven in Figuur 7 (TSQ als mediator) en Figuur 8 (CERTS als mediator). Een partiële mediatie is ook gevonden van het effect van de interventie (X) op RND (Y) door concreet denken (M), middels de TSQ als ook de CERTS. Voor beide maten is c significant kleiner dan c. De resultaten zijn grafisch weergegeven in Figuur 9 (TSQ) en Figuur 10 (CERTS). Er is geen mediatie-effect gevonden van interventie (X) op rumineren (Y) door concreet denken (M). Hetzelfde geldt voor brooding als uitkomstmaat. 18

19 M = Concreet denken (TSQ) 3.53** -.56* X = Interventie -2.75** (-5.16) * sign. p <.05 ** sign. p <.01 Y = Piekeren Figuur 7. Mediërend effect van interventie op piekeren door concreet denken (TSQ) M = Concreet denken (CERTS) -2.88**.598* X = Interventie -2.47* (-5.16) * sign. p <.05 ** sign. p <.01 Y = Piekeren Figuur 8. Mediërend effect van interventie op piekeren door concreet denken (CERTS) M = Concreet denken (TSQ) 3.53** -.44* X = Interventie -2.58** (-3.62) * sign. p <.05 ** sign. p <.01 Y = RND Figuur 9. Mediërend effect van interventie op RND door concreet denken (TSQ) 19

20 -2.88** M = Concreet denken (CERTS).53* X = Interventie -2.45* (-3.62) * sign. p <.05 ** sign. p <.01 Y = RND Figuur 10. Mediërend effect van interventie op RND door concreet denken (CERTS) IV. Discussie Deze studie heeft onderzocht in welke mate een preventieprogramma de risicofactor repetitief negatief denken (RND) kan verminderen en of dit gebeurt door het aanleren van concreet denken. De resultaten laten allereerst zien dat de preventieve interventie gezorgd heeft voor een afname op twee maten RND, de maten van piekeren en algemeen RND. Vergeleken met de wachtlijstgroep hebben beide behandelgroepen een afname laten zien in piekeren en RND. Wat betreft rumineren, is alleen brooding, de negatieve component, afgenomen als gevolg van de interventie. Zoals verwacht heeft de interventie gezorgd voor een toename op alle maten van concreet denken. Vergeleken met de wachtlijstgroep is concreet denken in beide behandelgroepen toegenomen. Ten slotte heeft concreet denken een afname van piekeren en RND gemedieerd als gevolg van de interventie, met de TSQ en de CERTS, maar niet met de AMT. Deze resultaten ondersteunen grotendeels de verwachtingen vooraf. Ze tonen het effect aan van de interventie op het verminderen van de risicofactoren, behalve van rumineren, met concreet denken als mediërende factor. Een verklaring voor het feit dat alleen brooding afneemt als gevolg van de interventie, maar niet rumineren in zijn geheel, is te halen uit de itemverdeling van de RRS (zie Bijlage 1). Anders dan de items die brooding meten, hebben de overige items vaak betrekking op depressieve symptomen. Sommige van de items gaan zelfs letterlijk over depressief zijn (item 6, 17 en 22). Omdat depressie een exclusiecriterium was voor deelname aan het onderzoek, hadden de deelnemers bij voorbaat al laag gescoord op deze items. Dit is waarschijnlijk een reden dat er geen afname is gevonden op de gehele RRS. Daarnaast bestaat de totale RRS ook uit items van de component reflection. De 20

21 reflection-items zouden het effect op de totale RRS kunnen verkleinen, omdat de scores hierop waarschijnlijk niet veranderen door de interventie, of misschien zelfs verhoogd worden. Er is geen mediatie effect gevonden met AMT als maat voor concreet denken. De reden hiervoor zou kunnen zijn dat de scores op de AMT maar in kleine mate toenemen als gevolg van de interventie. Het effect is erg klein (ηp 2 =.029). Ook correleren de andere twee vragenlijsten van concreet denken (TSQ, CERTS) niet met de AMT. In dat geval zou het kunnen dat de AMT geen goede maat is voor concreet denken. Aan de andere kant zijn ook de effecten van de TSQ en de CERTS niet groot en is het aannemelijker dat de interventie weinig effect had op alle drie maten van concreet denken. Er zijn een aantal kanttekeningen te plaatsen bij dit onderzoek. Allereerst zijn de langetermijneffecten van de interventie niet onderzocht. Het is niet uit te sluiten dat de effecten slechts van korte duur zijn. Daarnaast zou het resultaat op de TSQ, de toename van concreet denken, een vertekend beeld kunnen schetsen. De deelnemers hebben tijdens de interventie via verschillende oefeningen geleerd om concreet te denken. In deze oefeningen waren waarom -vragen voorbeelden van abstract denken. Ze werden door de interventie als niet-helpend beoordeeld. Hier tegenover werden concrete gedachtes geplaatst, die wel helpen. Wanneer men kijkt naar de items van de TSQ (zie Bijlage 2) valt op dat bijna alle reacties voor abstract denken waarom -vragen zijn. Deelnemers die geleerd hebben dat waarom -vragen niet helpen, zullen wellicht uit sociaal-wenselijke redenen al snel voor de andere, en dus concrete, gedachte kiezen. De TSQ zou daarom oplettendheid tijdens de interventie kunnen hebben gemeten, in plaats van concreet denken. Ondanks de genoemde kanttekeningen bevestigt dit onderzoek de verwachting dat de nieuwe versie van Watkins preventieve interventie effectief is voor het verminderen van de risicofactoren piekeren, brooding en repetitief negatief denken bij kwetsbare adolescenten. Het bevestigt ook dat dit effect in kleine mate versterkt wordt door een concrete manier van denken. De probleemoplossende houding die door concreet denken wordt aangeleerd zou een alternatief kunnen zijn voor repetitief negatief denken. Om de preventieve interventie nog effectiever te maken zou vervolgonderzoek zich moeten richten op het achterhalen van andere mediatoren. Op die manier kan een steeds betere methode ter preventie van depressie en angststoornissen worden ontwikkeld. Omdat deze stoornissen vaak voorkomen in onze samenleving kan de preventie ervan de lijdensdruk voor betrokkenen en de kosten voor de maatschappij verlagen. Een dergelijk preventiemiddel zou een bruikbaar alternatief bieden voor behandelingen als cognitieve gedragstherapie, die naast goede effecten ook veel nadelen met zich meebrengen. 21

22 V. Literatuur Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator-mediator variable distinction in social psychology research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51, Barrett, P. M., Dadds, M. R., Rapee, R. M. (1996). Family treatment of childhood anxiety: A controlled trial. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 64(2), Beck, A. T. (2005). The current state of cognitive therapy. A 40-year retrospective. Archives of General Psychiatry, 62, Borkovec, T. D., & Costello, E. (1993). Efficacy of applied relaxation and cognitive-behavioral therapy in the treatment of generalized anxiety disorder. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 61, Brown, T. A., Antony, M. M., & Barlow, D. H. (1992). Psychometric properties of the Penn state worry questionnaire in a clinical anxiety disorders sample. Behavior Research and Therapy, 30(1), Bulter, A. C., Chapman, J. E., Forman, E. M., & Beck, A. T. (2006). The empirical status of cognitivebehavioral therapy: A review of meta-analyses. Clinical Psychology Review, 26(1), Calmes, C. A., & Roberts, J. E (2007). Repetitive thought and emotional distress: rumination and worry as prospective predictors of depressive and anxious symptomatology. Cognitive Therapy and Research, 30, Debeer, E., Hermans, D., & Raes, F. (2009). Associations between components of rumination and autobiographical memory specificity as measured by a Minimal Instructions Autobiographical Memory Test. Memory, 17(8), De Fever, F. (2006). Geef depressie geen kans. Tielt: Lannoo. De Graaf, R., Ten Have, M., & Van Dorsselaer, S. (2010). NEMESIS 2: De psychische gezondheid van de Nederlandse bevolking. Utrecht: Trimbos-instituut. DeRubeis, R. J., Hollon, S.D., Amsterdam, J. D., Shelton, R. C., Young, P. R., Salomon, R. M., O Reardom, J. P., Lovett, M. L., Gladis, M. M., Brown, L. L., & Gallop, R. (2005). Cognitive therapy vs. medications in the treatment of moderate to severe depression. Archives of General Psychiatry, 64(4), Douilliez, C., Philippot, P., Heeren, A., Watkins, E. & Barnard, P. (in preparation). The Mini-CERTS (Cambridge-ExeterRepetitiveThoughtScale): A short questionnaire to assess constructive and unconstructive repetitive thinking. Durham, R. C., Chambers, J. R., MacDonald, R. R., Power, K. G., & Major, K. (2003). Does cognitive-behavioural therapy influence the long-term outcome of generalized anxiety disorder? An 8 14 year follow-up of two clinical trials. Psychological Medicine, 33, Durham, R. C., Chambers, J. A., Power, K. G., Sharp, D. M., Macdonald, R. R., Major, K. A., Dow, M. G., & Gumley, A. I. (2005). Long-term outcome of cognitive behaviour therapy clinical trials in central Scotland. Health Technology Assessment, 9(42), 1-4. Ehring, T., & Watkins, E. R. (2008). Repetitive negative thinking as a transdiagnostic process. International Journal of Cognitive Psychology, 1, Ehring, T., Zetsche, U., Weidacker, K., Wahl, K., Schönfeld, S., & Ehlers, A. (2011). The Perseverative Thinking Questionnaire (PTQ): Validation of a content-independent measure of repetitive negative thinking. Journal of Behavioral Therapy and Experimental Psychiatry, 42, Eisenberg, D., Golberstein, E., Gollust, S. (2007). Help-seeking and access to mental health Care in a university student population. Medical Care, 45(7), Ge, X., Lorenz, F. O., Conger, R. D., Elder, G. H., & Simons, R. L. (1994). Trajectories of stressful 22

23 life events and depressive symptoms during adolescence. Developmental Psychology, 30, Glass, G. V., Peckham, P. D., & Sanders, J. R. (1972). Consequences of failure to meet assumptions underlying fixed effects analyses of variance on covariance. Review of Educational Research, 42, Gloaguen, V., Cottraux, J., Cucherat, M., & Blackburn, I. (1998). A meta-analysis of the effects of cognitive therapy in depressed patients. Journal of Affective Disorders, 49, Greenberg, P. E., Sisitsky, T., Kessler, R. C., Finkelstein, S. N., Berndt, E. R., Davidson, J. R. T., Ballenger, J. C., & Fyer, A. J. (1999). The economic burden of anxiety disorders in the 1990s. Journal of Clinical Psychiatry, 60, Hakin, B. L., Abramson, L.Y., Moffitt, T. E., Silvia, P. A., McGee, R., & Angell, K. E. (1998). Development of depression from preadolescence to young adulthood: Emerging gender differences in a 10-year longitudinal study. Journal of Abnormal Psychology, 107, Harwell, M. R., Rubinstein, E. N., Hayes, W. S., & Olds, C. C. (1992). Summarizing Monte Carlo results in methodological research: the one- and two-factor fixed effects ANOVA cases. Journal of Educational and Behavioral Statistics, 17(4), Hoberman, H. H., Lewinsohn, P. M., & Tilson, M. (1998). Group treatment of depression: Individual predictors of outcome. Journal of Consulting Clinical Psychology, 56, Hollon, S. D., DeRubeis R. J., Shelton, R. C., Amsterdam, J. D., Salomon, R. M., O'Reardon, J. P., Lovett, P. R., Haman, K. L., Freeman, B. B., & Gallop, R. (2005). Prevention of relapse following cognitive therapy vs. medications in moderate to severe depression. Archives of General Psychiatry, 62(4), Hong, R. Y. (2007). Worry and rumination: Differential associations with anxious and depressive symptoms and coping behavior. Behaviour Research and Therapy, 45, Horowitz, J. L., & Garber, J. (2006). The prevention of depressive symptoms in children and adolescents: A meta-analytic review. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 74, Ingram, R. E., Odom, M., Mitchusson, T. (2004). Secondary prevention of depression: Risk, vulnerability, and intervention. In Dozois, D. J. A., & Dobson, K. S. (Eds.), The prevention of anxiety and depression: Theory, research and practice (pp ). Washington: APA. Jané-Llopis, E., Hosman, C., Jenkins, R., & Anderson P. (2003). Predictors of efficacy in depression prevention programs: Meta-analysis. The British Journal of Psychiatry, 183, Kerkhof, A., Hermans, D., Figee, A., Laeremans, I., Pieters, G., & Aardema, A. (2000). The Penn State Worry Questionnaire en de Worry Domains Questionnaire: Eerste resultaten bij Nederlandse en Vlaamse klinische en poliklinische populaties. Gedragstherapie, 33, Klein, D. N., Torpey, D.C., Bufferd, S. J., & Dyson, M. W. (2008). Depressive disorders. In T. P. Beauchaine and S. P. Hinshaw (Eds.), Child and adolescent psychopathology (pp ). Hoboken, New Jersey: John Wiley & Sons. Lix, L. M., Keselman, J.C, & Keselman, H.J. (1996). Consequences of assumption violations revisited: A quantitative review of alternatives to the one-way analysis of variance F test. Review of Educational Research, 66, Lyubomrsky, S., & Tkach, C. (2004). The consequences of dysphoric rumination. In C. Papageorgiou & A. Wells (EDS.), Depressive rumination: Nature, theory and treatment (pp ). Chichester, England: John Whiley & Sons. Meyer, T.J., Miller, M.L., Metzger, R.L., & Borkovec, T.D. (1990). Development and validation of the Penn State Worry Questionnaire. Behaviour Research and Therapy, 28(6), Mischoulon, D., Eddy, K. T., Keshaviah, A., Dinescu, D., Ross, S. L., Kass, A. E., Franko, D. L., & 23

24 Herzog, D. B. (2011). Depression and eating disorders: Treatment and course. Journal of Affective Disorders, 130(3), Mrazek, P.J., & Haggerty, R. J. (Eds.). (1994). Reducing risks for mental disorders: Frontiers for preventive intervention research. Washington, DC: National Academy Press. Munoz, R. F., Mrazek, P. J., Haggerty, R. J. (1996). Institute of medicine report on prevention of mental disorder. American Psychologist, 51, Newman, M. G., Zuellig, A. R., Kachin, K. E., Constantino, M. J., Przeworski, A., Erickson, T. & Cashman-McGrath, L. (2002). Preliminary reliability and validity of the Generalized Anxiety Disorder Questionnaire-IV: A revised self-report diagnostic measure of generalized anxiety disorder. Behavior Therapy, 33, Nolen-Hoeksema, S. (1991). Responses to depression and their effects on the duration of depressed mood. Journal of Abnormal Psychology, 100(4), Nolen-Hoeksema, S. (2000). The role of Rumination in Depression Disorders and Mixed Anxiety/Depressive Symptoms. Journal of Abnormal Psychology, 109, Nolen-Hoeksema, S., & Morrow, J. (1991). A prospective study of depression and posttraumatic stress symptoms after a natural disaster: the 1989 Loma Prieta earthquake. Journal of Personality and Social Psychology, 61, Petersen, A. C., Compas, B. E., Brooks-Gunn, J., Stemmler, M., Ey, S., & Grant, K. E. (1993). Depression in adolescence. American Psychologist, 48, Pinto-Meza, A., Fernández, A., Bruffaerts, R., Alonso, J., Kovess, V., De Graaf, R., de Girolamo, G., Matschinger, H., & Haro, J. M. (2007). Dropping out of mental health treatment among patients with depression and anxiety by type of provider: results of the European Study of Epidemiology of Mental Disorders. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 46(4), Raes, F., Hermans, D., & Eelen P. (2003). De Nederlandstalige versie van de Ruminative Response Scale (RRS-NL) en de Rumination on Sadness Scale (RRS-NL). Gedragstherapie, 36, Schoofs, H., Hermans, D., & Raes, F. (2010). Brooding and reflection as subtypes of rumination: Evidence from confirmatory factor analysis in nonclinical samples using the Dutch Ruminative Response Scale. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 32, Segerstrom, S. C., Tsao, J. C. I., Alden, L. E., & Craske, M. G. (2000). Worry and rumination: Repetitive thought as a concomitant and predictor of negative mood. Cognitive Therapy and Research, 24(6), Spitzer, R. L., Kroenke, K., & Williams, J. B. W. (1999). Patient Health Questionnaire Study Group: Validity and utility of a self-report version of PRIME-MD: the PHQ Primary Care Study. Journal of American Medical Association, 282, Starcevic, V. (1995). Pathological worry in major depression: a preliminary report. Behavior Research and Therapy, 33, Stice, E., Shaw, H., Bohon, C., Marti, C. N., & Rohde, P. (2009). A meta-analytic review of depression prevention programs for children and adolescents: Factors that predict magnitude of intervention effects. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 77, Stöber, J., Tepperwien, S., & Staak, M. (2000). Worrying leads to reduced concreteness of problem solving elaborations: evidence for the avoidance theory of worry. Anxiety, Stress and Coping, 13, Sutton, J.M. (2007). Prevention of depression in youth: A qualitative review and future suggestions. Clinical Psychology Review, 27(5), Treynor, W., Gonzalez, R., & Nolen-Hoeksema, S. (2003). Rumination reconsidered: A psychometric analysis. Cognitive Therapy and Research, 27,