Is de Herkenningstaak een geschikt instrument voor het aantonen van een negatieve interpretatiebias bij jongeren met Obsessieve Compulsieve Stoornis?

Transcriptie

1 1 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Is de Herkenningstaak een geschikt instrument voor het aantonen van een negatieve interpretatiebias bij jongeren met Obsessieve Compulsieve Stoornis? Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak Naam: C. F. Veldkamp Studentnummer: Vak: Masterthese Klinische Ontwikkelingspsychologie Begeleidsters: Dr. Elske Salemink (Universiteit van Amsterdam) Dr. Else de Haan (Academisch Centrum voor Kinder- en Jeugdpsychiatrie de Bascule) Tweede beoordelaar: Prof. Dr. Reinout Wiers (Universiteit van Amsterdam)

2 2 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Inhoudsopgave Abstract: Introductie Methode Proefpersonen Klinische groep Non-klinische groep Materialen Jeugd-OCS-Herkenningstaak Vragenlijsten Procedure Procedure klinische groep Procedure non-klinische groep Statistische analyses Resultaten Data screening Betrouwbaarheid: interne consistentie (Cronbach s α) Steekproefkarakteristieken: vergelijkbaarheid van groepen en verschillen tussen groepen Vergelijkbaarheid van groepen Verschillen tussen groepen Onderscheidend vermogen: sensitiviteit en specificiteit Concurrente validiteit: correlaties met OCS-symptomen Exploratieve analyses: correlaties met angst en depressie Discussie Referenties: Dankwoord Bijlagen: Bijlage 1: Jeugd-OCS Herkenningstaak versie jongens Bijlage 2: Jeugd-OCS Herkenningstaak versie meisjes... 31

3 3 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Abstract: Uit onderzoek is gebleken dat een negatieve interpretatiebias in positieve richting gemanipuleerd kan worden door middel van Bij Cognitive Bias Modification procedures (CBM-I). Bij deze procedures wordt als manipulatie-check doorgaands gebruik gemaakt van een Herkenningstaak. Doel van het huidige onderzoek was te onderzoeken of de Jeugd-OCS- Herkenningstaak een bruikbaar instrument is bij het aantonen van een negatieve interpretatiebias bij jongeren met een Obsessief Compulsieve Stoornis (OCS), waarbij de hypothese was dat deze over voldoende betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit beschikt. Zowel bij een non-klinische groep adolescenten (n = 120) als bij een klinische groep adolescenten met OCS (n = 14) werd de Jeugd-OCS-Herkenningstaak afgenomen, samen met een aantal criteriumvragenlijsten. De Jeugd-OCS-Herkenningstaak bleek over een zeer matige betrouwbaarheid (Cronbach s α =.58), over onvoldoende onderscheidend vermogen (sensitiviteit = 57 % en specificiteit = 67 %) en over matige concurrente validiteit te beschikken. Opvallend resultaat was dat jongeren met OCS significant lager scoorden op de positieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak dan jongeren zonder OCS, maar dat zij niet significant verschillend scoorden op de negatieve interpretaties. Geconcludeerd werd dat de Jeugd-OCS-Herkenningstaak is op dit moment onvoldoende geschikt is als bruikbaar instrument voor het aantonen van een negatieve interpretatiebias bij jongeren.

4 4 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak 1. Introductie Angstige mensen hebben de neiging ambigue informatie als meer bedreigend te interpreteren dan mensen die minder angstig zijn (Barrett, Rapee, Dadds & Ryan, 1996; Beck & Greenberg, 1985; Mathews & MacLeod, 2005). Deze negatieve interpretatiebias lijkt een causale en in stand houdende rol te spelen bij angststoornissen bij volwassenen (Beck & Greenberg, 1985; Mathews & Mackintosh, 2000; Muris & Field, 2008). Veelbelovend is dat uit onderzoek is gebleken dat deze negatieve interpretatiebias in positieve richting te manipuleren is door middel van Cognitive Bias Modification procedures (CBM-I, Mathews & Mackintosh, 2000) en dat is aangetoond dat dit gepaard gaat met een afname van angst (Mathews, Ridgeway, Cook, & Yiend 2007; Salemink, van den Hout & Kindt, 2009). Bij deze manipulatieprocedure, aangeboden in de vorm van een computertraining, lezen proefpersonen een kort sociaal ambigu scenario dat eindigt met een woordfragment dat opgelost dient te worden. De juiste oplossing (bekrachtigd door directe feedback) van het woordfragment zorgt ervoor dat een scenario een positieve oplossing van de ambiguïteit oplevert. Op deze manier worden proefpersonen getraind in het maken van positieve interpretaties bij sociaal ambigue scenario s. Om te onderzoeken in hoeverre de interpretaties veranderd waren ten gevolge van de CBM-I training gebruikten Mathews en Mackintosh (2000) een Herkenningstaak. Bij deze schriftelijk aangeboden taak dienden proefpersonen een aantal sociaal ambigue situaties te lezen. Vervolgens kregen zij vier interpretaties van elke situatie aangeboden en dienden zij aan te geven in hoeverre deze vier interpretaties in overeenstemming waren met de oorspronkelijke ambigue situatie. De afgelopen jaren heeft het onderzoek naar de rol van een negatieve interpretatiebias bij angststoornissen zich verder ontwikkeld. Zo is uit onderzoek gebleken dat de relatie tussen angst en een negatieve interpretatiebias niet alleen bij volwassenen maar ook bij kinderen en adolescenten lijkt te bestaan (Bögels & Zigterman, 2000; Miers, Blöte, Bögels & Westenberg, 2008). Deze negatieve interpretatiebias blijkt ook in positieve richting gemanipuleerd te kunnen worden bij non-klinische adolescenten en kinderen (Muris, Huijding, Mayer, Remmerswaal & Vreden, 2009; Salemink & Wiers, 2011). Bij onderzoek naar het effect van CBM-I procedures wordt als manipulatie-check doorgaands gebruik gemaakt van de hierboven genoemde Herkenningstaak van Mathews en Mackintosh (2000) of een bewerking hiervan. Zo hebben Salemink en Wiers (2011) in hun onderzoek gebruik gemaakt van een bewerking van de Herkenningstaak van Mathews en Mackintosh (2000) die werd afgenomen

5 5 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak voorafgaand aan en na afloop van een CBM-I training. Ook bij deze versie van de Herkenningstaak bestonden de scenario s uit ambigue sociale scenario s, maar deze werden aangeboden via de computer in plaats van schriftelijk. Een tweede met de oorspronkelijke Herkenningtaak van Mathews en Mackintosh (2000) was dat er bij elk scenario (bestaande uit een titel en drie zinnen) een woord in de laatste zin: de proefpersoon diende de ontbrekende letters in te toetsen op het toetsenbord. Hierbij bleef de emotionele beleving van het scenario ambigu. Ook bij deze Herkenningstaak kregen de proefpersonen vervolgens alleen de titels van de scenario s te zien. Deze werden gevolgd door een positieve en een negatieve interpretatie: de proefpersonen dienden deze te beoordelen op in hoeverre deze overeenkomstig was met het originele scenario. Bij dit onderzoek bleek dat deze Herkenningstaak bruikbaar was om een verandering in negatieve interpretatiebias vast te stellen bij adolescenten die door middel van de CBM-I getraind waren om informatie positiever te interpreteren (Salemink & Wiers, 2011). Naast het gebruik van de Herkenningstaak bij onderzoek de modificatie van een negatieve interpretatiebias bij sociale angst, wordt de Herkenningstaak sinds kort ook toegepast bij onderzoek naar de rol en de modificatie van een negatieve interpretatiebias bij volwassenen met een Obsessief Compulsieve Stoornis (OCS) (Clerkin & Teachman, 2011). OCS is in de Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (4 e ed., DSM-IV; American Psychiatric Association, 2000) geclassificeerd onder angststoornissen en laat zich kenmerken door obsessies (ongewenste, stressvolle gedachten, beelden of neigingen) en compulsies (repetitieve handelingen/ gedragingen of cognitieve rituelen). Uit onderzoek is gebleken dat ook bij OCS negatieve interpretaties een belangrijke rol spelen; dat wil zeggen negatieve interpretaties van intrusieve gedachten. Deze negatieve interpretaties van intrusieve gedachten zouden zorgen voor spanning; om deze spanning te reduceren zouden individuen met OCS-symptomen op zoek gaan naar neutraliserende activiteiten, oftewel dwanghandelingen (Frost & Steketee, 2002; Rachman, 1997). Clerkin en Teachman (2011) onderzochten in hoeverre negatieve interpretaties van intrusieve gedachten d.m.v. een CBM-I training omgevormd konden worden tot gezondere interpretaties. Bij het ontwikkelen van deze CBM-I training werd uitgegaan van de domeinen waarin de onderliggende overtuigingen van individuen met OCS-symptomen onder te verdelen zijn, zoals die omschreven zijn door de Obsessive Compulsive Cognitions Working Group (OCCWG, 2005): Overschatting van gevaar, Verantwoordelijkheidsgevoel, Perfectionisme, Overwaardering van het belang van de controle over gedachten en (het niet kunnen verdragen van) Onzekerheid. Ook in dit onderzoek is gebruik gemaakt van een Herkenningstaak om na te gaan of de training effect

6 6 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak had op de negatieve interpretaties. Deze Herkenningstaak bestond ook uit een aantal ambigue scenario s en de proefpersonen werd gevraagd zich in te beelden zich in deze situatie te bevinden. In tegenstelling tot de Herkenningstaak van Mathews en Mackintosh (2000) en Salemink en Wiers (2011) bestonden de scenario s echter niet uit sociale situaties maar uit situaties die al dan niet volgens een OCS-overtuiging (OCCWG, 2005) geïnterpreteerd kunnen worden. Een tweede verschil was dat er naast een positieve en een negatieve interpretatie ook twee neutrale interpretaties aangeboden werden. Uit de resultaten bleek dat de negatieve interpretaties van intrusieve gedachten in positieve richting waren gemanipuleerd en dat de Herkenningstaak deze verandering in negatieve interpretaties aan kon tonen. Uit bovenstaande onderzoeken blijkt dus dat een negatieve interpretatiebias bij jongeren in positieve richting te manipuleren is (Salemink & Wiers, 2011) en dat dit bij volwassenen met OCS ook mogelijk is (Clerkin & Teachman, 2011). Tot op heden is er echter geen onderzoek gedaan naar de manipulatie van een negatieve interpretatiebias bij jongeren met OCS. Geschat wordt dat 1 tot 4 % van de jongeren te maken krijgt met OCS, waarvan 80% significant beperkt wordt in het schoolse, sociale en familiaire functioneren (Coles et al., 2011). Juist in deze groep kan CBM-I nuttig zijn: uit follow-up studies blijkt dat slechts de helft van de jongeren klachtenvrij is of nog lichte klachten heeft na het volgen van de cognitieve gedragstherapie (De Haan & De Wit, 2000). Op dit moment wordt er middels een samenwerking tussen Academisch Centrum voor Kinder- en Jeugdpsychiatrie de Bascule en de Universiteit van Amsterdam een pilotstudie gedaan naar het effect van een CBM-I training waarin beoogd wordt een negatieve interpretatiebias in positieve richting manipuleren bij jongeren met OCS. Het is noodzakelijk een valide instrument te ontwikkelen dat een negatieve interpretatiebias bij jongeren met OCS kan aantonen. Zoals in bovenstaande onderzoeken naar voren komt lijkt de Herkenningstaak het aangewezen instrument daarvoor, waarbij deze taak negatieve interpretaties van intrusieve gedachten zou moeten meten. Hiertoe is de Herkenningstaak van Clerkin en Teachman (2011) voor het huidige onderzoek bewerkt zodat deze geschikt is voor jongeren met OCS. Dat wil zeggen dat de scenario s zodanig zijn aangepast dat zij aansluiten bij de belevingswereld van jongeren. Net als de Herkenningstaak van Clerkin en Teachman (2011) zijn de scenario s zo omschreven dat zij aansluiten bij de onderliggende overtuigingen die kenmerkend zijn voor individuen met OCS (OCCWG, 2005): de ambiguïteit refereert ook hier naar het al dan niet interpreteren volgens een OCS-overtuiging. Anders dan de Herkenningstaak van Clerkin en Teachman (2011) maar overeenkomstig de Herkenningstaak van Salemink en Wiers (2011)

7 7 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak worden er twee interpretaties aangeboden (een positieve en een negatieve). Het doel van het huidige onderzoek is dan ook na te gaan of deze Herkenningstaak (vanaf nu de Jeugd-OCS- Herkenningstaak genoemd) een bruikbaar instrument is bij het aantonen van een negatieve interpretatiebias bij jongeren. De Jeugd-OCS-Herkenningstaak zal daartoe worden afgenomen jongeren met OCS (klinische groep) en zonder OCS (non-klinische groep). De Jeugd-OCS- Herkenningstaak kan als bruikbaar instrument worden omschreven wanneer de taak zowel over voldoende betrouwbaarheid (d.w.z. Cronbach s α >.6) als over voldoende onderscheidend vermogen en voldoende concurrente validiteit beschikt. Met onderscheidend vermogen wordt bedoeld dat de taak een verschil aan zou moeten kunnen tonen tussen jongeren die hoog en laag scoren op negatieve interpretatiebias (jongeren met OCS versus jongeren zonder OCS). Met concurrente validiteit wordt bedoeld dat scores op de taak zouden moeten correleren met gelijktijdig beschikbare criteriumgegevens. De hypothese is dat de Jeugd-OCS-Herkenningstaak op deze drie punten voldoende zal scoren. Exploratief zal worden gekeken naar de eventuele samenhang tussen de scores op de Jeugd-OCS- Herkenningstaak en de vragenlijsten die angst en depressie meten. 2. Methode Proefpersonen Klinische groep De klinische groep bestond uit 14 jongeren in de leeftijd van 12 t/m 18 jaar (M = 15.07, SD = 2.23). De groep bestond uit 7 meisjes (50%) en 7 jongens (50%) gediagnosticeerd met OCS. Op het moment van afname waren de proefpersonen (poli)klinisch onder behandeling bij het Academisch Centrum voor Kinder- en Jeugdpsychiatrie De Bascule te Amsterdam. Inclusiecriteria waren dat de proefpersonen van de leeftijd jaar moesten zijn en dat er sprake moest zijn van een klinisch vastgestelde hoofddiagnose OCS met obsessies/dwanggedachten. De exclusiecriteria waren een IQ < 86 en/of en een psychotische stoornis. Comorbide stoornissen op as I en as II waren toegestaan, evenals het gebruik van medicatie.

8 8 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Non-klinische groep De non-klinische groep bestond uit 120 jongeren in de leeftijd van 13 t/m 18 jaar (M = 14.73, SD = 1.2). De groep bestond uit 68 meisjes (56.7 %) en 52 jongens (43.3 %). De jongeren waren leerlingen van twee reguliere middelbare scholen (VMBO en HAVO-VWO). Inclusiecriterium was dat de proefpersonen van de leeftijd jaar moesten zijn. Op de afnamedag werd aan de docenten gevraagd of er leerlingen bij waren waarbij er sprake was van bijzondere (emotionele) omstandigheden waardoor de docent wellicht de inschatting maakte dat de leerling beter niet kon meedoen. Dit bleek niet het geval te zijn. Verder waren er geen exclusie criteria voor deze groep Materialen Jeugd-OCS-Herkenningstaak De Jeugd-OCS-Herkenningstaak is een in het Nederlands vertaalde en aan jongeren aangepaste versie van de Herkenningstaak van Clerkin en Teachman (2010) en beoogt een negatieve interpretatiebias te meten. De taak bestaat uit zes scenario s die de domeinen van cognitieve factoren die een rol spelen bij OCS (OCCWG, 2005) bestrijken. De taak is tweedelig. In het eerste deel worden zes scenario s aangeboden die elk een ambigue situatie bevatten. Elk scenario heeft een titel en bestaat uit drie zinnen waarbij in de laatste zin een woord ontbreekt. Het ontbrekende woord verschijnt na het indrukken van de spatiebalk: de proefpersoon dient de ontbrekende letters van het woord in te vullen. De uitkomst van het scenario blijft ambigu. Vervolgens verschijnt er een begripsvraag gevolgd door feedback (kader 1). In het tweede deel worden alleen de titels van de scenario s aangeboden. Vervolgens worden er in willekeurige volgorde twee interpretaties van het scenario aangeboden: een positieve interpretatie en een negatieve interpretatie. De jongere dient per interpretatie op een 4-punts Likertschaal die loopt van de zin past helemaal niet (1 punt) tot de zin past helemaal (4 punten) aan te geven in hoeverre de interpretatie overeenkomt met het scenario dat in eerste deel van de taak gelezen is (kader 2). Een lage score op een positieve interpretatie en een hoge score op een negatieve interpretatie wijst dientengevolge op een sterkere negatieve interpretatiebias: om een negatieve interpretatiebias-score te verkrijgen (lopend van 12 tot 48) dienen de scores op de positieve interpretatie daarom worden omgescoord en opgeteld te worden bij de scores op de negatieve interpretaties.

9 9 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak De verkoudheid tijdens het proefwerk Je moet een belangrijk proefwerk maken terwijl je je eigenlijk niet lekker voelt omdat je verkouden bent. Je houdt je hand voor je mond als je moet hoesten zodat je je klasgenoten niet stoort. Een paar dagen later hoor je dat een klasgenootje in het ziekenhuis is.... Aanbieding woordfragment: Oplossing: opgen_men opgenomen (intoetsen o ) Aanbieding begripsvraag: Oplossing: Aanbieding feedback: Hield je je hand voor je mond toen je moest hoesten? Ja (intoetsen j ) goed Kader 1: voorbeeld scenario uit deel 1 van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak Kader 2. De verkoudheid tijdens het proefwerk Een paar dagen na het proefwerk hoor je dat een klasgenootje is opgenomen in het ziekenhuis. Aanbieding positieve interpretatie: Je schrikt en bedenkt dat het niet door jouw verkoudheid komt. Keuze tussen: De zin past helemaal niet (intoetsen 1 ) De zin past een beetje (intoetsen 2) De zin past best goed (intoetsen 3 ) De zin past helemaal (intoetsen 4 ) Aanbieding negatieve interpretatie: Je schrikt en denkt dat het door jou komt. Keuze tussen: De zin past helemaal niet (intoetsen 1 ) De zin past een beetje (intoetsen 2) De zin past best goed (intoetsen 3 ) De zin past helemaal (intoetsen 4 ) Kader 2: voorbeeld scenario uit deel 2 van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak

10 10 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Vragenlijsten De Leyton Obsessional Inventory Child Version (LOI-CV; Berg, Whitaker, Davies, Flament, & Rapoport, 1988) is een zelfbeoordelingvragenlijst bestaande uit 20 items en meet de frequentie en mate van interferentie van dwangsymptomen (De Haan & Wolters, 2009, p.26). De vragenlijst dient twee keer door het kind gescoord te worden: de eerste keer geeft het kind met ja of nee aan of het dwangsymptoom al dan niet aanwezig is, de tweede keer dient het kind bij de ja-scores op een 4-punts Likertschaal (range 0-3) aan te geven in hoeverre het kind er last van heeft in het dagelijks leven. Er zijn drie totaalscores: voor de frequentie (cut-off score 15), voor de interferentie (cut-off score 25) en voor de frequentie en de interferentie bij elkaar opgeteld (Flament et al., 1988). De Engelse versie van de vragenlijst beschikt over een goede interne consistentie (Cronbach s α =.81) (Berg, Whitaker et al., 1988). De Nederlandse versie is nog niet onderzocht (De Haan & Wolters, 2009, p. 26). De Obsessive Beliefs Questionnaire - Child Version (OBQ-CV) (Coles et al, 2010) is een zelfbeoordelingvragenlijst bestaande uit 44 items. Het kind dient op een 5-punts Likertschaal die loopt van nooit (0 punten) tot altijd (4 punten) aan te geven in hoeverre zij een uitspraak bij zichzelf vinden passen. Er kunnen drie subschalen worden onderscheiden die domeinen van cognitieve factoren beschrijven die een rol spelen bij OCS (OCCWG, 2005): de eerste subschaal bestaat uit Overschatting van gevaar en Verantwoordelijkheidsgevoel (domeinen 1 en 2), de tweede subschaal bestaat uit Perfectionisme en het niet kunnen verdragen van Onzekerheid (domeinen 3 en 4) en de derde subschaal bestaat uit Overwaardering van het belang van de controle over gedachten (domein 5). De in het Nederlands vertaalde versie beschikt over zeer goede interne consistentie (Cronbach s α =.95) en een redelijk tot goede test-hertest betrouwbaarheid (r =.84) (Wolters et al., 2011). De The Revised Child Anxiety and Depression Scale (RCADS; Chorpita, Yim, Moffitt, Umemoto & Francis, 2000) is een uit 47 items bestaande zelfbeoordelingvragenlijst die symptomen van angst en depressie meet. Naast een totaalscore bestaat de vragenlijst uit zes subschalen: Separatie angststoornis (SAD), Sociale fobie (SP), Gegeneraliseerde Angststoornis (GAD), Paniekstoornis (PD), Obsessief Compulsieve Stoornis (OCD) en een Depressieve stoornis (MDD). Het kind dient elk item te scoren op de 4-punts Likertschaal die loopt van nooit (0 punten) tot altijd (3 punten); hogere scores duiden op de aanwezigheid van meer symptomen. De interne consistentie van de subschalen is goed: Cronbach s α =.78 tot.88 (Chorpita, Moffitt & Grey, 2005). Ook de Nederlandse vertaling liet een goede interne

11 11 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak consistentie van de subschalen zien: GAD.72.80, SP.78.88, SAD.59.66, PD.72.77, OCD en MDD (van Oort, Greaves-Lord, Verhulst, Ormel & Huizink, 2009). De vragenlijst vertoont een hoge correlatie met andere vragenlijsten die angst (r =.49.78) en depressie (r =.78) beogen te meten (Muris, Meester & Schouten, 2002). De Children s Depression Inventory (CDI; Kovacs, 1992) is een uit 27 items bestaande zelfbeoordelingvragenlijst en meet depressieve symptomen. Elk item bestaat uit drie zinnen (score 0, 1 of 2): het kind wordt gevraagd om per item de zin aan te kruisen die hij of zij het beste bij zichzelf vindt passen. De totaalscore loopt van 0 tot 54; hoe hoger de score hoe meer depressieve symptomen er aanwezig zijn. Als cut-off score wordt 16 gehanteerd. De interne consistentie van de vragenlijst is goed gebleken (Cronbach s α =.85), evenals de specificiteit (94 %) en sensitiviteit (84 %) (Timbremont, Braet & Roelofs, 2008) Procedure Procedure klinische groep De proefpersonen in de klinische groep en hun ouders werden eerst door hun behandelend therapeut mondeling geïnformeerd over het onderzoek, waarna zij informatiebrieven (één gericht aan de jongere en één gericht aan zijn of haar ouders) kregen. Het onderzoek is geëvalueerd en goedgekeurd door de Medisch Ethische Commissie van de Bascule. Na het verkrijgen van de (actieve) informed consents werd met de proefpersoon individueel een afspraak gemaakt die plaatsvond op de polikliniek of op de kliniek van de Bascule. Aan de proefpersoon werd eerst opnieuw het doel en de procedure van het onderzoek kort uitgelegd, waarna de proefpersoon de vragenlijsten invulde. De vragenlijsten werden in een vaste volgorde afgenomen: de LOI-CV, OBQ-CV, de CDI en tot slot de RCADS. Vervolgens werd de Herkenningstaak afgenomen. De afname duurde gemiddeld een uur. De deelnemers in de klinische groep namen tevens deel aan groter onderzoek en startten met een achtdaagse CBM-I training Procedure non-klinische groep De leerlingen van de deelnemende scholen (en hun ouders) in de non-klinische groep werden schriftelijk geïnformeerd over het onderzoek door middel van een brief in combinatie met actieve informed consentformulieren voor de leerlingen en passieve informed consentformulieren voor de ouders. Na het verkrijgen van informed consents werd met de

12 12 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak leerkrachten van de deelnemende klassen een afspraak gemaakt. De procedure werd klassikaal uitgelegd, waarna de proefpersonen zelfstandig de vragenlijsten invulden en de Herkenningstaak maakte. De volgorde van de vragenlijsten en de gemiddelde duur van de afname was overeenkomstig de klinische groep. Na afloop werden de proefpersonen klassikaal geïnformeerd over het doel van het onderzoek en konden zij vragen stellen. De leerlingen kregen een pagina met humoristische stripjes mee wanneer zij na afloop het lokaal verlieten Statistische analyses Om na te gaan of de non-klinische groep en de klinische groep met elkaar vergeleken konden worden wat betreft schoolniveau en geslacht werd een Chi-kwadraat Toets uitgevoerd. Met behulp van een Independent Samples T-Test werd bekeken of de groepen met elkaar vergeleken konden worden wat betreft leeftijd. Om na te gaan in hoeverre de klinische en non-klinische groep van elkaar te onderscheiden waren op basis van OCS-symptomen werden de scores van de groepen op de criteriumvragenlijsten (de LOI-CV, de OBQ-CV en de OCS-schaal van de RCADS) met elkaar vergeleken door middel van Independent Samples T-Testen. Voor zowel de positieve interpretaties als de negatieve interpretaties van de Jeugd- OCS-Herkenningstaak werden scores berekend (een positieve interpretatiescore en een negatieve interpretatiescore) zodat deze afzonderlijk geanalyseerd konden worden. Tevens werd er voor iedere proefpersoon een negatieve interpretatiebias-score berekend. Hiertoe werden de scores op de positieve interpretaties omgescoord en opgeteld bij scores op de negatieve interpretaties zodat een hogere score duidde op een sterkere negatieve interpretatiebias. Een 2 x 2 ANOVA met de between-subjects factor Groep (non-klinische vs. klinisch) en als within-subject factor Valentie Interpretatie (positief vs. negatief) werd uitgevoerd om de positieve en negatieve interpretatiescores op de Jeugd-OCS- Herkenningstaak van de klinische groep te vergelijken met die van de non-klinische groep. Met behulp van een betrouwbaarheidsanalyse werd de interne consistentie van de Jeugd-OCS- Herkenningstaak vastgesteld. Met een Receiver Operating Curve (ROC Curve) werd gezocht naar een cut-off score voor de scores op de Jeugd-OCS-Herkenningstaak waarbij de balans tussen de sensitiviteit en de specificiteit optimaal zou zijn. Om de concurrente validiteit te meten werd de samenhang tussen de scores op de Jeugd-OCS-Herkenningstaak en scores op de criteriumvragenlijsten (de LOI-CV, de OBQ-CV en de OCS-schaal van de RCADS) voor

13 13 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak beide groepen berekend. Exploratief werd gekeken naar de correlaties tussen de scores op de Jeugd-OCS-Herkenningstaak en de vragenlijsten die angst en depressie meten: de CDI en de subschalen van de RCADS betreffende angst (SAD, SF, GAD, PD en MDD). 3. Resultaten Data screening Data van proefpersonen die meer dan 10 % van de items van een vragenlijst niet hadden ingevuld werden verwijderd uit de analyses. Tevens werden data van proefpersonen uit de non-klinische groep verwijderd wanneer zij klinisch scoorden op de LOI-CV (Wolters et al., 2011). Voor de non-klinische groep (n = 102) betekende dit dat er in totaal 18 proefpersonen (15 %) uit de analyses verwijderd werden. Uit de klinische groep (n = 14) hoefden geen proefpersonen verwijderd te worden. Voor de data van de resterende proefpersonen gold dat wanneer een item was overgeslagen het individuele gemiddelde van alle items van de (sub)schaal werd genomen om het item te schatten (Field, 2005, p. 53) Betrouwbaarheid: interne consistentie (Cronbach s α) Met behulp van een betrouwbaarheidsanalyse werd de interne consistentie van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak vastgesteld. Hieruit kwam naar voren dat de Jeugd-OCS- Herkenningstaak over een zeer matige interne consistentie beschikt (Cronbach s α =.58). Uit de analyse bleek dat er geen items waren die bij verwijdering voor een significante verbetering van de interne consistentie zouden zorgen Steekproefkarakteristieken: vergelijkbaarheid van groepen en verschillen tussen groepen Vergelijkbaarheid van groepen Volgens verwachting bleek dat de jongeren met en zonder OCS niet significant van elkaar verschilden wat betreft schoolniveau (χ² (1) =.41, p >.05), geslacht (χ² (1) =.42, p >.05) en leeftijd (t (114) = 1.17, p >.05).

14 14 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Verschillen tussen groepen Om na te gaan in hoeverre de klinische groep en non-klinische groep van elkaar te onderscheiden zijn op basis van OCS-symptomen en of de Jeugd-OCS-Herkenningstaak dit onderscheid ook kon maken, werden eerst de scores van de groepen op de criteriumvragenlijsten met elkaar vergeleken. Volgens verwachting bleek (tabel 1) dat jongeren met OCS significant meer OCS-symptomen rapporteerden dan jongeren zonder OCS zoals gemeten met de LOI-CV (t (114) = , p <.05), de OBQ-CV (t (114) = -7.40, p <.05) en de OCS-schaal van de RCADS (t (114) = 13.79, p <.05). Vervolgens werden de negatieve interpretatiebias-scores op de Jeugd-OCS-Herkenningstaak van de klinische groep vergeleken met de negatieve interpretatiebias-scores op de Jeugd-OCS-Herkenningstaak van de non-klinische groep (tabel 1). Tegen verwachting in was er geen sprake van een significant verschil tussen jongeren met en zonder OCS (t (114) = -1.70, p >.05): de Jeugd-OCS- Herkenningstaak kon geen onderscheid maken tussen jongeren met en zonder OCS. Variabele Klinische status N M (SD) Interpretatiebias score Non-klinische groep Klinische groep (4.87) 29.86(6.38) Positieve interpretaties Non-klinische groep Klinische groep (.52) 2.17 (.64) Negatieve interpretaties Non-klinische groep Klinische groep (.60) 2.14 (.64) LOI-CV Non-klinische groep Klinische groep (6.67) (9.92) OBQ-CV Non-klinische groep Klinische groep (19.41) (35.37) OCS-schaal RCADS Non-klinische groep Klinische groep (2.16) 9.78 (3.91) Tabel 1: Gemiddelden en standaarddeviaties Jeugd-OCS-Herkenningstaak, LOI-CV, OBQ-CV en RCADS-OCD Uit de 2 x 2 ANOVA bleek dat jongeren met en zonder OCS niet significant verschilden in hun scores op negatieve interpretaties (F (1, 114) = 2.64, p >.05). Jongeren met en zonder OCS verschilden wel significant in hun scores op positieve interpretaties (F (1, 114) = 20.05, p <.05); jongeren met OCS scoorden lager op de positieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak dan jongeren zonder OCS (grafiek 1a en 1b).

15 15 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Grafiek 1a en 1b: Gemiddelde scores klinische en non-klinische groep op positieve en negatieve interpretaties Jeugd-OCS- Herkenningstaak 3.4. Onderscheidend vermogen: sensitiviteit en specificiteit Uit de analyses van de ROC-curve (grafiek 2) kwam naar voren dat de Jeugd-OCS- Herkenningstaak bij een cut-off score van > 30 over een sensitiviteit van 57 % en een specificiteit van 67 % beschikt. Dat wil zeggen dat de Jeugd-OCS-Herkenningstaak in 57 % van de gevallen in staat is om terecht positieve uitslagen aan te geven onder de proefpersonen die daadwerkelijk OCS hebben en in 67 % van de gevallen in staat is om terecht negatieve uitslagen aan te geven onder proefpersonen bij wie geen sprake is van OCS. Dit betekent tegelijkertijd dat de Jeugd-OCS-Herkenningstaak in 33 % van de gevallen onterecht positieve uitslagen (vals positieven) aangeeft en in 43 % van de gevallen onterecht negatieve uitslagen (vals negatieven)aangeeft. Deze percentages liggen dicht bij de 50 %, wat veel neigt naar toeval: de Jeugd-OCS-Herkenningstaak lijkt niet voldoende gevoelig en specifiek te zijn om goed onderscheid te kunnen maken tussen jongeren met en zonder OCS. Grafiek 2: ROC Curve

16 16 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak 3.5. Concurrente validiteit: correlaties met OCS-symptomen Uit de correlatieanalyses bleek (tabel 2) tegen verwachting in dat de negatieve interpretatiebias-scores op de Jeugd-OCS-Herkenningstaak niet significant correleerden met de scores op de LOI-CV (r =.14, p >.05) en de OCS-schaal van de RCADS (r =.14, p >.05). De negatieve interpretatiebias-scores van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak correleerden wel significant positief met de scores op de OBQ-CV (r =.23, p <.05). Een hogere negatieve interpretatiebias-score lijkt dus slechts gedeeltelijk positief samen te hangen met vragenlijsten die dwangsymptomen meten. Bij de scores op de positieve interpretaties van de Jeugd-OCS- Herkenningstaak (tabel 2) was er sprake van significant negatieve correlaties met de scores op zowel de LOI-CV (r = -.29, p <.05), de OBQ-CV (r = -.31, p <.05) en de OCS-schaal van de RCADS (r = -.33, p <.05). De scores op de negatieve interpretaties van de Jeugd-OCS- Herkenningstaak correleerden niet significant met de scores op de LOI-CV (r = -.07, p >.05), de OBQ-CV (r = -.05, p >.05) en de OCS-schaal van de RCADS (r = -.11, p >.05). Een hogere score op de positieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak lijkt dus samen te hangen met een lagere score op vragenlijsten die dwangsymptomen meten. Positieve Negatieve Interpretatie LOI- OBQ- RCADS interpretaties interpretaties bias score CV CV OCS-schaal Positieve interpretaties Negatieve interpretaties Interpretatiebias- score 1 -,09 -,72 * -,29 * -,31 * -,33 *,15 1,75 * -,07,05 -,11 -,72 *,75 * 1,14,23 *,14 LOI -CV -,29 ** -,07,14 1,75 *,82 * OBQ-CV -,31 *,05,23 *,75 * 1,69 * RCADS OCS-schaal -,33 * -,11,14,82 *,69 * 1 Tabel 2: Pearson Correlatie Coëfficiënten Jeugd-OCS-Herkenningstaak en criteriumvragenlijsten *Correlatie is significant bij een significantieniveau van.05

17 17 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak 3.6. Exploratieve analyses: correlaties met angst en depressie Uit de analyses bleek dat er geen sprake was van een significante correlatie tussen de negatieve interpretatiebias-scores van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak en de scores op de RCADS (tabel 3). Wel bestond er een significante positieve correlatie tussen de negatieve interpretatiebias-score van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak en de scores op de CDI (r =.18, p <.05). Een hogere negatieve interpretatiebias-score lijkt dus samen te hangen met hogere depressiescore maar niet met een hogere angstscore. Bij afzonderlijke analyse van de scores op de positieve en negatieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak bleek dat de positieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak significant negatief correleerden met de CDI (r = -.18, p <.05) en de subschalen SAD (r = -.24, p <.01) en SP (r = -.12, p <.05) van de RCADS (tabel 3). De scores op de negatieve interpretaties van de Jeugd-OCS- Herkenningstaak correleerden niet significant met de scores op de CDI en de RCADS. Een hogere score op de positieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak lijkt dus samen te hangen met een lagere score op depressie, separatieangst en specifieke fobie. Positieve interpretaties Negatieve interpretaties Interpretatie bias score CDI RCADS SAD RCADS SP RCADS GAD RCADS PD RCADS MDD -,18 * -,24 * -,12 * -,14 -,03 -,06,09 -,01,05 -,09 -,03 -,07,18 *,15,16,03 -,01 -,01 CDI 1,75 *,68 *,59 *,67 *,78 * Tabel 3: Pearson Correlatie Coëfficiënten Jeugd-OCS-Herkenningstaak en CDI *Correlatie is significant bij een significantieniveau van.05

18 18 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak 4. Discussie Het doel van het huidige onderzoek was na te gaan of de Jeugd-OCS-Herkenningstaak een bruikbaar instrument is bij het aantonen van een negatieve interpretatiebias bij jongeren. Dit werd onderzocht door de scores van jongeren met OCS te vergelijken met een nonklinische groep bestaande uit jongeren zonder OCS. De twee groepen waren vergelijkbaar wat betreft leeftijd, schoolniveau en geslacht. De verwachtingen waren dat de Jeugd-OCS- Herkenningstaak over voldoende betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit zou beschikken. De betrouwbaarheid van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak bleek tegen verwachting in zeer matig te zijn: Cronbach s α =.58. Tevens was er anders dan verwacht geen sprake van een significant verschil tussen jongeren met en zonder OCS in de negatieve interpretatiebiasscores op de Jeugd-OCS-Herkenningstaak. In lijn met eerder onderzoek (Berg, Whitaker et al., 1988; Wolters et al., 2011) rapporteerden jongeren met OCS wel significant meer OCSsymptomen dan jongeren zonder OCS zoals gemeten met de LOI-CV, de OBQ-CV en de OCS-schaal van de RCADS: de Jeugd-OCS-Herkenningstaak kon dit verschil echter niet aantonen. Bij het afzonderlijk analyseren van de scores op de positieve en negatieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak bleek dat jongeren met OCS niet verschilden van jongeren zonder OCS in hun score op negatieve interpretaties, maar significant lager scoorden op positieve interpretaties dan jongeren zonder OCS. Binnen onderzoek naar angststoornissen zijn soortgelijke bevindingen gedaan. Zo vonden Calvete en Cardenoso (2002) een significante associatie tussen psychopathologie en minder positieve gedachten (in tegenstelling tot meer negatieve gedachten) ten opzichte van de controlegroep. Ook Hogendoorn (ingediend ter publicatie) deed een soortgelijke bevinding in een onderzoek naar de werkingsmechanismen bij CGT bij angstige jongeren: een verandering in positieve gedachten (en niet in negatieve gedachten) zou voorafgaan aan een verandering in angstsymptomen. De in het huidige onderzoek gevonden verminderde aanwezigheid van positieve interpretaties bij jongeren met OCS (ten opzichte van jongeren zonder OCS) zou men op vergelijkbare wijze kunnen vertalen naar de implicaties voor behandeling van OCS: men zou zich hierbij dan eerder moeten richten op het vermeerderen van positieve interpretaties in plaats van het verminderen van negatieve interpretaties. Deze redenering staat tegenover de hypothese van Kendall (1984), die gebaseerd is op het uitgangspunt dat angstige mensen te veel negatieve cognities hebben en voorspelt dat een verbetering in behandeling geassocieerd is met een vermindering van negatieve gedachten.

19 19 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak De sensitiviteit en specificiteit van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak bleken tegen verwachting in rond de 50 % te liggen, wat zou betekenen dat een positieve dan wel negatieve uitslag van een test op toeval zou berusten (Lalkhen & McCluskey, 2008): de sensitiviteit en specificiteit van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak liggen hier zodanig dichtbij dat deze als onvoldoende beschouwd moeten worden. De concurrente validiteit van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak bleek, anders dan veracht, matig te zijn. De negatieve interpretatiebias-scores op de Jeugd-OCS- Herkenningstaak bleken niet significant samen te hangen met de scores op de LOI-CV en de OCS-schaal van de RCADS maar wel met de scores op de OBQ-CV. Een mogelijk verklaring hiervoor is dat de LOI-CV en de OCS-schaal van de RCADS dwanggedachten en dwanghandelingen meten, terwijl de OBQ-CV alleen dwanggedachten meet. Daar komt bij dat zowel de OBQ-CV als de Jeugd-OCS-Herkenningstaak gebaseerd zijn op de domeinen waarin de onderliggende overtuigingen van individuen met OCS (OCCWG, 2005) ingedeeld kunnen worden. Opvallende bevinding was dat ook bij de correlatieanalyses een verschil was tussen de positieve en de negatieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak: een hogere score op de positieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak bleek samen te hangen met een lagere score op de LOI-CV, de OCS-schaal van de RCADS en de OBQ- CV. Bij de negatieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak bleek geen sprake van een samenhang met deze criteriumvragenlijsten te zijn. Uit de exploratieve analyses bleek een hogere negatieve interpretatiebias-score samen te hangen met een hogere op depressie maar niet met een hogere score op angst. Bij afzonderlijke analyse van de scores op de positieve en negatieve interpretaties van de Jeugd- OCS-Herkenningstaak bleek dat een hogere score op de positieve interpretaties samenhangt met een lagere score op depressie, separatieangst en specifieke fobie. Ook bij deze analyses waren het alleen de positieve interpretaties waarbij een effect werd gevonden: bij de negatieve interpretaties van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak was geen sprake van een significante correlatie met de angst- en depressievragenlijst. De resultaten van dit onderzoek dienen geïnterpreteerd te worden in het licht van een aantal beperkingen. Ten eerste zijn de zes scenario s van huidige Jeugd-OCS- Herkenningstaak zo ontworpen dat zij elk een van de OCS-domeinen (OCCWG, 2005) bestrijken; het aantal items waaruit de Jeugd-OCS-Herkenningstaak bestaat is erg laag waardoor de betrouwbaarheid gering kan zijn (Sijtsma & Emons, 2007). Bij eventueel verdere ontwikkeling van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak in toekomstig onderzoek zouden wellicht meerdere items per domein kunnen worden ontworpen waardoor de Jeugd-OCS-

20 20 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Herkenningstaak uit een groter aantal items bestaat. Tevens zou men op deze wijze schalen (aan de hand van de domeinen) kunnen vaststellen en op die manier de betrouwbaarheid per schaal kunnen berekenen. Om een goede betrouwbaarheid per schaal te verkrijgen zou elke schaal uit meer dan zes items moeten bestaan; de taak zou dan in totaal uit ten minste 42 bestaan. Een nadeel van een dusdanig lange test is echter dat het afnemen tijdrovend en belastend voor de proefpersoon zou zijn. Ten tweede is het aantal proefpersonen in de klinische groep laag (n = 14). Hierdoor is een mogelijk aanwezig verschil tussen de groepen moeilijker aan te tonen en is het onderscheidend vermogen moeilijker vast te stellen. Een aanbeveling voor vervolg onderzoek is dan ook het aantal proefpersonen per groep beter te verdelen. Ten derde is in dit onderzoek geen rekening gehouden met of en zo ja hoe lang de proefpersonen in de klinische groep cognitieve gedragstherapie hebben gehad. Deze factor kan van invloed zijn op de eventuele negatieve interpretatiebias van deze proefpersonen. Aanbevolen wordt om deze variabele in eventueel vervolgonderzoek mee te nemen als covariaat zodat hiervoor gecontroleerd kan worden. Het derde punt betreft het feit dat er bij afzonderlijke analyse van de positieve en de negatieve interpretaties consequent naar voren is gekomen dat er wel significante verschillen en correlaties worden gevonden bij de positieve interpretaties maar niet met de negatieve interpretaties. Men zou zich daarom af kunnen vragen of het onderscheidend vermogen van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak beter vastgesteld kan worden op basis van de scores op de positieve interpretaties. Wanneer men in dit onderzoek de sensitiviteit de specificiteit zou berekenen op basis van de score scores op de positieve interpretaties zouden deze uitkomen op respectievelijk 74 % en 64%. Dit is aanzienlijk hoger dan op basis van de negatieve interpretatiebias-scores, welke bestaan uit de scores op zowel de positieve als de negatieve interpretaties. Wanneer men in de toekomst het onderscheidend vermogen van de Jeugd-OCS-Herkenningstaak zou willen verbeteren zou men er voor kunnen kiezen in het tweede deel enkel positieve interpretaties aan te bieden. Samenvattend kan gesteld worden dat Jeugd-OCS-Herkenningstaak op dit moment onvoldoende geschikt is als bruikbaar instrument voor het aantonen van een negatieve interpretatiebias bij jongeren met OCS. De bevinding dat jongeren met OCS ambigue situaties niet vaker negatief maar minder vaak positief lijken te interpreteren dan jongeren zonder OCS is zeer interessant in het kader van toekomstig onderzoek betreffende de rol van een negatieve interpretatiebias bij jongeren met OCS. In lijn met de hierboven genoemde aanbevelingen zal toekomstig onderzoek moeten uitwijzen of de Jeugd-OCS-Herkenningstaak hierbij tot geschikt instrument kan worden ontwikkeld.

21 21 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Referenties: American Psychiatric Association. (2000). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (4th ed., text rev.). Washington, DC: Author. Barrett, P. M., Rapee, R. M., Dadds, M. R., & Ryan, S. M. (1996). Family enhancement of cognitive style in anxious and aggressive children. Journal of Abnormal Child Psychology, 24, Beck, A. T., Emery, G., & Greenberg, R. L. (1985). Anxiety Disorders and Phobias: A cognitive perspective. New York: Basic Books. Berg, C. Z., Whitaker, A., Davies, M., Flament, M. F. & Rapoport, J. L. (1988). The Survey Form of the Leyton Obsessional Inventory Child Version: Norms from an Epidemiological Study. Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 2, Bögels, S. M., & Zigterman, D. (2000). Dysfunctional cognitions in children with social phobia, separation anxiety disorder, and generalized anxiety disorder. Journal of Abnormal Child Psychology, 28, Calvete, E. & Cardenoso, O. (2002). Self-talk in adolescents: Dimensions, states of mind, and psychological maladjustment. Cognitive Therapy and Research, 26, Chorpita, B. F., Moffitt, C. E., & Gray, J. (2005). Psychometric properties of the Revised Child Anxiety and Depression Scale in a clinical sample. Behaviour Research and Therapy, 43, Chorpita, B. F., Yim, L., Moffitt, C., Umemoto, L. A., & Francis, S. E. (2000). Assessment of symptoms of DSM-IV anxiety and depression in children: a Revised Child Anxiety and Depression Scale. Behaviour Research and Therapy, 43,

22 22 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Clerkin, E. M., & Teachman, B. A. (2011). Training interpretation biases among individuals with symptoms of Obsessive Compulsive Disorder. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 42, Cohen, J. (1992). A Power Primer. Psychological Bulletin, 112, Coles, M. E., Wolters, L. H., Sochting, I., de Haan, E., Pietrefesa, A. S. & Whiteside, S. P. (2010). Development and Initial Validation of the Obsessive Belief Questionnaire- Child Version (OBQ-CV). Depression and Anxiety, 27, Eysenck, M. W., Mogg, K., May, J., Richards, A., & Mathews, A. (1991). Bias in interpretation of ambiguous sentences related to threat in anxiety. Journal of Abnormal Psychology, 100, Field, A. (2005). Discovering Statistics Using SPSS. (Third Edition). London, Thousand Oaks, New Delhi: Sage. Flament, M.F.,Whitaker, A., Rapoport, J. L., Davies, M., Berg, C. Z., Kalikow, K., Sceery, W., & Schaffer, D., (1988). Obsessive compulsive disorder in adolescence an epidemiological- study. Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 27, Frost, R.O., Steketee, G. (Eds.) (2002). Cognitive approaches to obsessions and compulsions: Theory, assessment and treatment. Oxford: Pergamon/Elsevier. ISBN13: Haan, E. de & Wit, C.A.M. de (2000). Angsten stemmingsstoornissen. In: W. Vandereycken, C.A.L. Hoogduin & P.M.G. Emmelkamp (red.). Handboek psychopathologie, deel 1 Basisbegrippen. Houten: Bohn Stafleu Van Loghum Haan, E. de & Wolters, L. (2009). Behandeling van de dwangstoornis bij kinderen en

23 23 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak adolescenten. Kind en Adolescent Praktijkreeks, DOI: / _3. Hogendoorn, S. M. (ingediend ter publicatie). Mechanisms of change in cognitive behavioral therapy for anxious youth. Kendall, P. C. (1984). Behavioral assessment and methodology. In G.T. Wilson, C. M. Franks, K. D. Brownell & P. C. Kendall (Eds.). Annual review of behavior therapy: theory and practice (p ). New York: Guilford Press. Kovacs, M. (1992). Children s Depression Inventory manual. North Tonawanda, NY: Multi Health Systems. Obsessive Compulsive Cognitions Working Group (2001). Development and initial validation of the obsessive beliefs questionnaire and the interpretation of intrusions inventory. Behaviour Research and Therapy, 39, Lalkhen, A. G. & McCluskey, A. (2008). Clinical tests: sensitivity and specificity. Continuing Education in Anaesthesia, Critical Care & Pain,8 (6), Mathews, A., & Mackintosh, B. (2000). Induced emotional interpretation bias and anxiety. Journal of Abnormal Psychology, 109(4), Mathews, A. & MacLeod, C. (2005) Cognitive vulnerability to emotional disorders. Annual Review of Clinical Psychology, 1, Mathews, A., Ridgeway, V., Cook, E. & Yiend, J. (2007). Inducing a benign interpretational bias reduces trait anxiety. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 38, Miers, A. C., Blöte, A. W., Bögels, S. M. & Westenberg, P. M. (2008). Interpretation bias and social anxiety in adolescents. Journal of Anxiety Disorders, 22, Muris, P., & Field, A. (2008). Distorted cognition and pathological anxiety in children and adolescents. Cognition and Emotion, 22,

24 24 Betrouwbaarheid, onderscheidend vermogen en concurrente validiteit van de Jeugd OCS Herkenningstaak Muris, P., Huijding, J., Mayer, B., Remmerswaal, D. & Vreden, S. (2009). Ground control to Major Tom: Experimental manipulation of anxiety-related interpretation bias by means of the space odyssey paradigm and effects on avoidance tendencies in children. Journal of Anxiety Disorders, 23, Muris,P., Meesters, C. & Schouten, E. (2002). A Brief Questionnaire of DSM-IV-Defined Anxiety and Depression Symptoms among Children. Clinical Psychology and Psychotherapy Clin. Psychol. Psychother, 9, Obsessive Compulsive Cognitions Working Group (2005). Psychometric validation of the Obsessive Belief Questionnaire and Interpretation of intrusions Inventory- part II: Factor analyses and testing of a brief version. Behaviour Research and Therapy, 43, Oort, F. V. A. van, Greaves-Lord, K., Verhulst, F. C., Ormel,J. & Huizink, A. C The developmental course of anxiety symptoms during adolescence: the TRAILS study. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 50(10), Rachman, S. (1997). A cognitive theory of obsessions. Behaviour Research and Therapy, 35, Salemink, E., van den Hout, M. A. & Kindt, M. (2009). Effects of positive interpretive bias modification in highly anxious individuals. Journal of Anxiety Disorders, 23, Salemink, E., & van den Hout, M. (2009). Validation of the recognition task used in the training of interpretation biases. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 41, Salemink, E. & Wiers, R. W. (2011). Modifying threat-related interpretive bias in adolescents. Journal of Abnormal Child Psychology, 39, Sijtsma, K. & Emons, H. M. (2007). Korte tests: kostbare tijdswinst en onbetrouwbare beslissingen. De psycholoog,