De Invloed van een Nieuwe Attentional Bias Modification
Training in Spelomgeving op de Aandachtsbias voor
Alcoholstimuli bij Adolescenten
Soraya Sanchez Maceiras
MastertheseUniversiteit van Amsterdam, juli 2015
Programmagroep Brein en Cognitie, Afdeling Psychologie Specialisatie: Klinische Neuropsychologie
Studentnummer:10001548
Abstract
Alcoholgebruik is schadelijk voor de ontwikkeling van de hersenen van adolescenten. Door zwaar drinkgedrag worden er echter ook biasen in automatische processen ontwikkeld die alcoholgebruik in stand houden. Vanwege de nadelige effecten van alcohol dienen deze biasen gereduceerd te worden. Deze studie focust zich op de aandachtsbias voor alcoholstimuli. Om adolescenten te bereiken en te motiveren de aandachtstraining te doen is een nieuwe Attentional Bias Modification-training in spelomgeving (Game-training) ontwikkeld. De validatie van deze Game-training staat in deze studie centraal.
Methode. De aandachtsbias werd gemeten met een visual probe task (VPT) en een visual search task
(VST). De Game-training is getest op 33 studenten en vergeleken met twee andere condities, namelijk VPT-training (n=28) en VPT-placebo (n=33). De volledige training bestond uit vier trainingsessies. De belangrijkste verwachtingen waren dat de spelomgeving de motivatie om te trainen zou verhogen en dat de Game- en trainingen de aandachtsbias significant sterker zouden reduceren dan de VPT-placebo conditie.
Resultaten. Uit de resultaten blijkt op de VPT-meting dat alleen de VPT-training een reductie in
aandachtsbias veroorzaakt heeft na de training. De Game-training en VPT-placebo verschillen na de training niet van elkaar in aandachtsbias. Het verschil dat de VPT-training veroorzaakt in aandachtsbias wordt veroorzaakt door een versterking in aandachtsbias voor non-alcoholische stimuli. Op de VST zijn geen verschillen waargenomen tussen de condities op voor- en nameting. De Game-training verschilt hiernaast niet van de VPT-training en VPT-placebo op motivatie om te trainen.
Conclusie. Er kan geconcludeerd worden dat de Game-training in de huidige versie niet effectief de
aandachtsbias reduceert bij adolescenten. Meer onderzoek naar de motivationele aspecten van de Game-training is nodig.
1. Inleiding
Het gebruik van alcohol is schadelijk en gerelateerd aan het oplopen van lichamelijk letsel (Bonomo et al., 2001; Hingson, Zha, & Weitzman, 2009; Turner, Keller, & Bauerle, 2010). Het nuttigen van alcohol onder adolescenten is een maatschappelijk probleem dat getracht wordt tegen te gaan door middel van preventieprogramma’s en wetgeving. Sinds 1 januari 2014 mogen adolescenten onder de 18 jaar geen alcohol meer kopen en mogen horecagelegenheden geen alcohol aan
adolescenten onder de 18 schenken (Alcohol in de wet, z.j.). Naast de relatie tussen alcoholgebruik en fysieke ongevallen beïnvloedt alcoholgebruik de hersenontwikkeling van adolescenten (Squeglia et al., 2012; Jacobus et al., 2009) .
De hersenen zijn tijdens de adolescentie nog niet volgroeid (Witt, 2010). De ontwikkeling van cognitie tijdens de adolescentie maakt dat afstemming tussen het cognitief systeem en het
emotionele- en/of gedragssysteem wordt bemoeilijkt (Steinberg, 2005). Gevolg is dat adolescenten kwetsbaarder zijn voor het ontwikkelen van psychopathologie zoals verslaving. Effecten van
alcoholgebruik zijn zichtbaar in het hersenvolume van alcohol drinkende adolescenten. Vrouwelijke
adolescenten hebben door zwaar alcohol gebruik1 een toename aan grijze stof in voornamelijk de
frontale hersengebieden (Squeglia et al., 2012). Deze toename is gecorreleerd met slechtere prestaties op inhibitie, aandacht en visuospatiële constructieve taken in vergelijking met
niet-drinkende vrouwelijke leeftijdsgenoten. Opvallend is dat zwaar drankgebruik1 bij adolescente mannen
gerelateerd is aan minder grijze corticale stof in links, rostrale en inferieure hersengebieden in vergelijking met niet-drinkende leeftijdsgenoten (Squeglia et al., 2012). In de witte stof laten zwaar alcohol gebruikende adolescenten minder activatie zien op acht clusters die belangrijk zijn voor optimaal neurocognitief functioneren (Jacobus et al., 2009). Het effect van alcoholgebruik is ook te herleiden tot negatieve veranderingen voor bepaalde executieve functies bij adolescenten (Parada et al., 2012; Montgomery, Ashmore, & Jansari, 2011).
Bij eerstejaars studenten die zwaar alcohol gebruiken2 is gebleken dat dit een negatieve
correlatie had met de prestatie op executieve functietaken waarmee de dorsolaterale prefrontale cortex geassocieerd is (Parada et al., 2012). Het onderzoek van Montgomery, Ashmore en Jansari
(2011) toont aan dat tevens niet excessief alcoholgebruik3 een negatieve invloed heeft op taken die
1
Zwaar drinken wordt gedefinieerd als vijf glazen alcohol of meer in één drinkperiode voor mannen, vier glazen alcohol voor vrouwen (Squeglia et al., 2012).
2Zwaar alcoholgebruik werd in dit onderzoek omschreven als meer dan zes alcoholische glazen per drinkperiode, waarvan minstens drie glazen per uur (Parada et al., 2012).
3
Onder niet excessief alcoholgebruik wordt een hoeveelheid van 0.4g/kg alcohol verstaan (Montgomery, Ashmore & Jansari 2011). Dit komt overeen met ongeveer 2.5 glazen alcohol (Snel, Tieges, & Ridderinkhof, 2007).
planning, prioriteitenstelling, creatief oplossingsvermogen en adaptiviteit meten. Een model dat de cognitieve problemen aan middelenmisbruik relateert is het dual-process model (Wiers et al., 2007).
Het dual-process model stelt dat het herhaaldelijk gebruik van een middel, bijvoorbeeld alcohol, leidt tot een onevenwichtige balans tussen twee cognitieve processen (Wiers et al., 2007). Ten eerste blijkt er sprake te zijn van een zwakke executieve controle wat bij jongeren leidt tot een groter risico op het ontwikkelen van verslaving gerelateerde problematiek (Wiers, Boelema, Nikolaou, & Gladwin, in druk). Hiernaast stelt het dual-process model dat het effect van zwaar alcoholgebruik terug te vinden is in de vorm van een versterkte automatisch activerende motivationele reactie op middel-gerelateerde cues (Wiers, Boelema, Nikolaou, & Gladwin, in druk). Als gevolg van dit versterkte automatische proces ontstaan biasen zoals de aandachtsbias (Field & Cox, 2008) en de approach-bias (Palfai & Ostafin, 2003) die indirect het gebruik van een middel in stand kunnen houden. Hiernaast is ook bekend dat middelenmisbruik positieve impliciete associaties teweeg brengt (Houben & Wiers, 2008). Deze cognitieve biasen zorgen ervoor dat de informatieverwerking van de gebruiker verandert waarbij een automatisch mechanisme ontwikkeld wordt dat resulteert in meer aandacht voor middel-gerelateerde cues dan bij niet-gebruikers. Aangezien de hersenontwikkeling van adolescenten te beïnvloeden is door alcoholgebruik, is het essentieel deze biasen te verhelpen om verdere indirecte schade te voorkomen. Een training die het verminderen van een cognitieve bias tot doel heeft is de
Cognitive Bias Modification.
Cognitive Bias Modification (CBM) is een gecomputeriseerde training die het veranderen van
maladaptieve cognitieve biasen beoogt (Wiers, Gladwin, Hofmann, Salemink, & Ridderinkhof, 2013). Deze training kan zo worden ingesteld dat middel-gerelateerde stimuli gebruikt kunnen worden om de cognitieve bias te modificeren. In de huidige studie ligt de focus op de aandachtsbias dat met de CBM vorm Attentional Bias Modification (ABM-training) hertraint kan worden. Het effect van ABM-training blijkt uit een onderzoek waarbij 72% van de patiënten met een sociale angststoornis na een ABM-training niet meer voldeden aan de DSM-criteria voor deze diagnose (Schmidt, Richey, Buckner, & Timpano, 2009). Verder had de toepassing van ABM-training op abstinente volwassen alcoholisten een positieve invloed op het niet vestigen van de aandacht op alcoholstimuli (Schoenmakers et al., 2010). Tevens een ander onderzoek dat ABM-training heeft gebruikt om de aandacht te reduceren voor stimuli gerelateerd aan roken, zijn positieve effecten gevonden die tot wel zes maanden na training aanhouden (Lopes, Pires, & Bizarro, 2014). ABM-training kan echter ook de aandachtsbias voor alcohol versterken als dit het beoogde effect van de training is (Field & Eastwood, 2005).
Het effect van ABM-training op het hertrainen van de aandachtsbias is dus eerder getest op verschillende soorten klinische populaties met volwassen deelnemers. Zaak is meer onderzoek te doen met ABM-training bij adolescenten gezien deze groep kwetsbaar is voor de gevolgen van alcohol. Uit de review van Christiansen, Schoenmakers en Field (2014) blijkt dat het gebruik van ABM-training
voor het verminderen van alcoholgebruik bij studenten geen eenduidige resultaten oplevert. Wat betreft de aandachtsbias stellen Christiansen, Schoenmakers en Field (2014) dat de mate afhankelijk is van de motivationele staat die gebonden is aan omgevings- en interne factoren. Het aanbieden van training in de natuurlijke omgeving van de deelnemer zou bijvoorbeeld het effect van ABM-training op middelgebruik en aandachtsbias kunnen versterken (Kerst & Waters, 2014; McGeary, Meadows, Amir, & Gibb, 2014). Dit zou komen doordat de deelnemer in de thuissituatie alcohol kan hebben genuttigd in het verleden en kan nuttigen in de toekomst waardoor cues voor alcoholgebruik in de natuurlijke omgeving aanwezig zijn (Christiansen, Schoenmakers, & Field, 2014).
Het onderzoek met adolescenten valt echter vaak tegen gezien het gebrek aan motivatie om therapietrouw te blijven wat leidt tot een hoge mate van vroegtijdige uitval. Adolescenten realiseren zich vaak niet dat ze een probleem hebben en zijn dan ook minder gemotiveerd om iets aan dit ‘probleem’ te doen (Wiers et al., 2007). Gamification, het toevoegen van spelelementen aan een trainingstaak, kan de motivatie voor deelname aan een ABM-trainingstaak verhogen. Prins, Dovis, Ponsioen, Ten Brink, en Van der Oord (2011) hebben bijvoorbeeld spelelementen aan een
trainingstaak voor het werkgeheugen toegevoegd en aangetoond dat het de motivatie bij 7-12 jarigen met ADHD kan verhogen om de taak te voltooien. Deze bevinding wordt tevens ondersteund door later onderzoek dat is uitgevoerd bij 8-11 jarigen zonder een DSM-IV diagnose (Dörrenbächer, Müller, Tröger, & Kray, 2014). Bij dit onderzoek is een switching-taak in een spelomgeving en in de originele taakomgeving aangeboden. Hieruit is gebleken dat de spelomgeving de participanten sterker motiveerde om extra trainingen te doen dan wanneer de originele taakomgeving werd aangeboden. Het aanbieden van een trainingstaak in een spelomgeving blijkt dus de motivatie bij jonge
participanten te kunnen verhogen bij executieve functietaken. De onderzoekers Buckley en Doyle (2014) ontwikkelden een leeromgeving met spelelementen voor studenten. Uit dit onderzoek kwam naar voren dat de motivatie om te leren van de student positief gecorreleerd was met de tijd die in de leeromgeving was doorgebracht. Dit resultaat geeft weer dat het toevoegen van spelelementen tevens bij adolescenten de motivatie om te participeren kan verhogen.
Er is echter nog onvoldoende onderzoek gedaan naar de validatie van een ABM-training in spelomgeving bij adolescenten met een alcohol gerelateerde aandachtsbias wat gezien de relatie tussen alcoholgebruik en de aandachtsbias essentieel is. Derhalve staat in deze studie de invloed van een nieuwe ABM-training in spelomgeving op de aandachtsbias voor alcoholstimuli bij adolescenten centraal. De deelnemers werden willekeurig verdeeld in de Game-training, training en VPT-placebo condities waarbij de Game-training de nieuwe ABM-training is dat gebaseerd is op de gevalideerde visual probe task (VPT). Verwacht werd dat de Game-training en de VPT-training de aandachtsbias voor alcoholstimuli significant sterker zouden reduceren dan de VPT-placebo (1). Verwacht werd dat tevens het drinkgedrag dat in relatie staat tot de aandachtsbias bij de
Game-training en VPT-Game-training significant verlaagd zou worden in vergelijking met de VPT-placebo (2). Hiernaast werd verwacht dat de participanten in de Game-training conditie een hogere motivatie hadden om te trainen dan de deelnemers in de overige condities (3). Voor het meten van de
aandachtsbias werden de VPT en een visual search task (VST) gebruikt waarbij verwacht werd dat de scores op de VPT en VST met elkaar zouden correleren (4). Tot slot werd verwacht dat er een verschil was tussen mannen en vrouwen in relatie tot de trainingstaken gezien de gevonden verschillen op grijze stof tussen zwaar drinkende mannen en vrouwen (Squeglia et al., 2012). Hierbij werd gesteld dat zwaar drinkende vrouwen gemiddeld grotere biasscores zouden hebben in vergelijking met zwaar drinkende mannen (5). Exploratief is onderzocht wat de invloed was van de conditie op de motivatie om te veranderen.
2. Methode 2.1 Studieoverzicht
Deze studie is een randomized controlled trial. De deelnemers zijn verdeeld over drie condities, Game-training, VPT-training en VPT-placebo. De Game-training is gebaseerd op de visual
probe task (VPT) die tevens gebruikt werd voor de VPT-training conditie. De VPT-placebo conditie
diende als controleconditie. De deelnemers deden in totaal vier trainingssessies met een voor- en nameting. Gegeven het onderzoeksdesign is met behulp van het programma GPower op basis van een repeated measures Anova berekend hoeveel proefpersonen nodig waren voor een power van .8. Uit deze berekening is met behulp van een α van .05 en een effect size van .3 gebleken dat voor het experiment 84 deelnemers nodig waren. Om voldoende deelnemers te waarborgen per conditie is er uitgegaan van 90 deelnemers. De effect size van .3 is gebaseerd op een meta-analyse van Mogoase, David en Koster (2014) die alle artikelen van ABM bij gebruik in angst, depressie of middelenmisbruik hebben onderzocht. Hierbij kwamen zij uit op een gemiddelde effect size van .34 die het effect van ABM op de reductie van de aandachtsbias bij middelenmisbruik representeert.
2.2 Deelnemers
Aan dit onderzoek hebben 96 deelnemers in totaal geparticipeerd. De deelnemers waren studenten van de Universiteit van Amsterdam (UvA) en de Hogeschool van Amsterdam (HvA). 94 Deelnemers hebben het onderzoek volledig afgerond. Hiervan zijn 27 studenten mannelijk, leeftijd M = 21.15, SD = 1.98, en 67 vrouwelijk, leeftijd M = 20.70, SD = 1.85, zie Tabel 1. De deelnemers konden zich voor het onderzoek opgeven middels de website van de UvA voor labonderzoek. Hierbij konden de deelnemers zelf aangeven of zij participeerden voor een vergoeding van 30€ of drie
proefpersoonpunten. Het proefpersonenprofiel dat werd gehanteerd voor dit onderzoek was een student tussen de 18 en 30 jaar die minimaal vier (voor vrouwen) of vijf (voor mannen) alcoholische
dranken gemiddeld per week nuttigt. Bij opgave voor het onderzoek werd de deelnemer gemaild vóór de eerste training met een aantal screeningsvragen om er zeker van te zijn dat de deelnemer voldeed aan het proefpersonenprofiel. Deelnemers die zich hadden opgegeven maar niet aan dit profiel voldeden konden niet participeren en werden afgezegd. Psychologiestudenten van het eerste jaar die in de testweek op de AUDIT een score van 7 of hoger hadden behaald zijn gemaild over het onderzoek en mochten zich zonder screening opgeven.
Deelnemers werden na het informed consent random verdeeld over de drie condities, VPT-placebo, VPT-training en Game-VPT training. Dit werd gedaan met behulp van een randomization functie die toegepast werd door Lotus, een programma dat door de UvA is ontwikkeld en wordt gebruikt voor data-afname. Deze functie verdeelde de deelnemers over de condities met geslacht als stratificatie.
Tabel 1
Gemiddelden en Standaarddeviaties die de Groep per Conditie Karakteriseert
VPT-placebo (n=33)
VPT-training
(n=28)
Game-VPT training (n=33)
Variabele
M
SD
M
SD
M
SD
Geslacht (M : V)
10 : 23
-
7 : 21
-
10 : 23
-
Leeftijd
20.9
2.2
20.9
1.4
20.7
2
2.3 ProcedureHet onderzoek bestond uit vier trainingsessies. De eerste en vierde trainingssessie hebben plaatsgevonden in een labruimte van de UvA. Bij aankomst van de deelnemer werd deze begeleid naar de labruimte waar een pc klaar stond met de pagina met toegang tot het onderzoek. Na het inloggen werd een informed consent ingevuld door de deelnemer en digitaal ingeleverd. De computer deelde vervolgens de deelnemer at random in een conditie. Hierna startte de voormeting met eerst de vragenlijsten in de volgorde van AUDIT, Readiness to Change, Timeline Followback Method, Alcohol Use Questionnaire en Motivation to Train. Vervolgens volgden de voormetingstaken met eerst de metingsvariant van de VPT en daarna de VST. De eerste trainingssessie sloot de eerste sessie af. Na afloop van de eerste sessie werd een afspraak voor de vierde sessie gemaakt dat zeven tot 14 dagen later moest plaatsvinden. Tevens werd verzekerd dat de deelnemer beschikte over een pc/lap top met een scherm van minimaal 15 inch. Zo niet, dan werd voorgesteld de tussentijdse sessies in het lab of in een universiteitsbibliotheek te doen. Op de dag van een tussentijdse training ontving de deelnemer een mail van het onderzoeksprogramma met een link om toegang te krijgen tot de training. Na afloop
van de trainingssessie werd de data opgeslagen en kon de deelnemer de pagina weer afsluiten. De vierde sessie vond plaats in een labruimte met een soortgelijke indeling als de labruimte van de eerste sessie. De vierde sessie startte met de laatste training. Hierna volgden de nametingstaken met eerst de VPT-meting en daarna de VST. De vragenlijsten sloten de vierde sessie af met de afnamevolgorde van Readiness to Change, Timeline Followback Method, Alcohol Use Questionnaire en Motivation to Train. Na de vierde sessie kreeg de deelnemer informatie over de vorm van beloning waar de deelnemer voor had gekozen.
2.4 Materiaal
2.4.1 Apparatuur.
Een computer met de laatste versie van Adobe Flash. Er waren geen systeemvereisten voor het besturingssysteem. Belangrijk was dat de computer niet te traag was en het scherm groot genoeg was om de taak volledig te kunnen weergeven (minimaal 15 inch). De trainingssessies mochten niet op de browser Google Chrome afgenomen worden.
2.4.2 Vragenlijsten.
2.4.2.1 Alcohol Use Disorders Identification Test
De Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT) is een screeningsinstrument dat helpt bij het identificeren van problematisch alcohol gebruik, ontwikkeld in 1993 (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente, & Grant, 1993). De vragenlijst bestaat uit 10 items die op een vijfpunts Likert-schaal
beoordeeld worden van bijvoorbeeld ‘nooit’ tot ‘4 keer of vaker per week’. Antwoorden zijn gebaseerd op situaties in het voorgaande jaar. De items kunnen onderverdeeld worden in drie verschillende categorieën. De eerste categorie is gevaarlijk alcoholgebruik, bijvoorbeeld vraag één ‘Hoe vaak drink je alcohol?’ (Schippers & Broekman, 2010). De tweede categorie bevat vragen gerelateerd aan afhankelijkheidssymptomen, bijvoorbeeld vraag vier ‘Hoe vaak heb je het afgelopen jaar gemerkt dat je niet kon stoppen met drinken als je eenmaal begonnen was?’ (Schippers & Broekman, 2010). De laatste categorie betreft schadelijk alcoholgebruik, bijvoorbeeld vraag negen ‘Ben jij of iemand anders ooit gewond geraakt door jouw drinken?’ (Schippers & Broekman, 2010). De geadviseerde cut-offscore is een totaalscore van acht. Een score van acht of hoger is een indicatie dat er sprake kan zijn van schadelijk en gevaarlijk drankgebruik.
Uit validatieonderzoek is naar voren gekomen dat de sensitiviteit van de AUDIT gemiddeld boven de .9 uitkomt en de specificiteit boven de .8 (Babor, Higgins-Biddle, Saunders, & Monteiro, 2001). Een meta-analyse uit 2007 weergeeft een interne consistentie van α = .75-.97 met een mediaan van α = .83 (Reinert en Allen, 2007). In 2010 is de AUDIT ook vertaald naar het Nederlands
(Schippers en Broekman, 2010). Voor de Nederlandse versie zijn nog geen psychometrische gegevens beschikbaar.
2.4.2.2 Readiness to Change Questionnaire
De Readiness to Change Questionnaire (RCQ) is een vragenlijst ontwikkeld in 1992 als instrument om de mate van bereidheid om te veranderen te ontdekken bij alcoholisten (Rollnick, Heather, Gold, & Hall, 1992). Op basis van deze vragenlijst is een specifieke Readiness to Change Questionnaire ontwikkeld voor dit onderzoek, zie Bijlage 1. Deze toegepaste RCQ bestaat uit drie vragen waarbij de antwoordschaal varieert per vraag. Deze vragenlijst is afgenomen tijdens de eerste en vierde sessie en geeft de motivatie om drinkgedrag te veranderen weer bij participanten.
De Nederlandse versie van de oorspronkelijke RCQ is vertaald door De Jong en Schippers ( De Fuentes-Merillas, De Jong, & Schippers, 2002). Deze bestaat uit drie schalen, namelijk de
contemplatie, contemplatie en actie schaal. Een paar aanpassingen zijn gedaan aan de pre-contemplatie items wat het begrip van de vragen ten goede kwam. De interne consistentie van de Nederlandse RCQ is per schaal berekend. De pre-contemplatie schaal heeft α = .68, contemplatie schaal α = .70 en de actie schaal α = .81 ( De Fuentes-Merillas, De Jong, & Schippers, 2002). Van de RCQ voor dit onderzoek zijn geen psychometrische gegevens bekend.
2.4.2.3 Motivation to Train Questionnaire
Voor dit onderzoek is de vragenlijst Motivation to Train Questionnaire (MTQ) samengesteld met vragen die betrekking hebben op de motivatie om te willen trainen. Deze vragenlijst is niet gevalideerd en is tijdens de eerste en vierde sessie afgenomen bij de deelnemers. Deelnemers konden antwoord geven op een vijfpuntsschaal van ‘helemaal niet mee eens’ tot ‘helemaal mee eens’. Een voorbeeld item van de MTQ tijdens de eerste sessie is vraag 3: ‘ik wil graag mijn best doen op de training’. Een voorbeeld item van de MTQ op de vierde sessie is vraag 9: ‘ik vond 4 trainingssessies te veel’. Overzicht van de volledige vragenlijst is bijgevoegd als Bijlage 2.
2.4.2.4 Timeline Followback Method Alcohol, Cannabis en Sigaretten De Timeline Followback Method (TLFB) is een vragenlijst ontwikkeld in 1979 om op
retrospectieve wijze alcoholgebruik te kunnen registreren (Sobell, Maisto, Sobell, Cooper, 1979). Deze vragenlijst is gebruikt bij de eerste en vierde sessie en voor een follow-up twee weken na het
onderzoek om het alcoholgebruik vast te leggen van de deelnemers. De TLFB kan tevens gebruikt worden om het gebruik van andere middelen weer te geven. In het kader van dit onderzoek is ook de TLFB afgenomen voor sigarettengebruik en cannabis om een representatief beeld van de deelnemer te kunnen beschrijven. De TLFB bestaat in totaal uit vier vragen waarvan de eerste drie vragen gaan
over hoeveel dagen van de afgelopen 30 dagen de deelnemer glazen alcohol, sigaretten en/of cannabis heeft gedronken of gerookt. De laatste vraag is een tabel met de vraag of de deelnemer de tabel zo nauwkeurig mogelijk kan invullen met het aantal glazen, sigaretten of gram cannabis dat de deelnemer in de afgelopen week heeft gedronken of gerookt. De TLFB heeft geen cut-off score gezien het gebruikt wordt als een registratie-instrument. In de klinische setting kan de vragenlijst gebruikt worden bij het geven van feedback over iemands gebruik.
De TLFB kan op verschillende wijzen worden afgenomen, namelijk met pen en papier, telefonisch of via de computer (Sobell, Brown, Leo, & Sobell, 1996). Er is een correlatie van r = .90,
p<.001, voor de rapportage van het totale aantal drankjes tussen de pen-en-papier versie en de
computer versie van de TLFB (Sobell, Brown, Leo, & Sobell, 1996). De correlatie tussen de pen-en-papier en computer versie voor het aantal drankjes per dag is r = .85, p<.001, (Sobell, Brown, Leo, & Sobell, 1996). De test-hertest betrouwbaarheid van de TLFB voor Alcohol bij adolescenten is voor totaal aantal drankjes ICC .93 (Levy et al., 2004). De online versie van de TLFB Sigaretten heeft een hoge correlatie van r = .95, p<.001, met de telefonische versie van de TLFB (Rueger, Trela, Palmeri, & King, 2012).
Voor de data-analyse in dit onderzoek is uitsluitend gekeken naar de vraag ‘Geef aan hoeveel standaardglazen alcohol je de afgelopen week hebt gedronken’. De overige vragen werden als niet relevant beschouwd voor het toetsen van de hypothesen.
2.4.2.5 Alcohol Usage Questionnaire
De Alcohol Usage Questionnaire (AUQ) is in 1978 ontwikkeld om het gemiddelde drankgebruik in de afgelopen zes maanden van de deelnemer in kaart te brengen (Mehrabian & Russell, 1978). Voor dit onderzoek is een Nederlandse versie gemaakt met 15 vragen die in de eerste en vierde sessie is afgenomen. Er zijn drie vragen over de hoeveelheid aantal glazen per dag per week gesteld per alcoholcategorie. De alcoholcategorieën zijn wijn, bier, sterke drank en alcopops. De deelnemers konden antwoord geven in aantal glazen en dagen. De resterende drie vragen hebben betrekking op de drinksnelheid van alcohol, hoe vaak de deelnemer dronken is geweest in de afgelopen zes
maanden en hoe groot het percentage is van dronken zijn in het totale aantal keren dat de deelnemer alcohol heeft gedronken.
Voor het berekenen van de algemene maat van alcoholconsumptie is formule twee gebruikt van het artikel van Mehrabian en Russell (1978). De onderzoekers geven zelf de voorkeur aan formule drie waarbij de vraag over hoeveel standaardglazen wijn per week gedronken wordt door de
deelnemer niet wordt meegenomen. Voor dit onderzoek is formule twee gebruikt omdat deze de vraag over wijn wél meeneemt. In Nederland is het gebruikelijk bier, sterke drank én wijn tijdens het
uitgaan te nuttigen waardoor een exclusie van wijn een scheef beeld kan opleveren van de algemene maat van alcoholconsumptie van de deelnemer. Formule twee:
Algemene maat van alcoholconsumptie = vraag 3 + vraag 6 + vraag 9 +( vraag 13 * 4) + vraag 14 + (vraag 15 * 0.2)
Van de Engelse versie van de AUQ zijn niet veel psychometrische gegevens bekend. Een onderzoek van Townshend en Duka (2000) heeft de correlatie onderzocht tussen de gegevens van de AUQ en de gegevens uit het dagboek dat de deelnemers dagelijks moesten bijhouden. Hieruit kwam een correlatie van r = .975, p <.01, voor de wekelijkse hoeveelheid alcohol eenheden. Voor de Nederlandse versie van de AUQ zijn nog geen psychometrische gegevens bekend.
2.4.3 Meetinstrumenten. 2.4.3.1 Visual Probe Task Training
De Visual Probe Task (VPT) is in 1986 ontwikkeld als een instrument om de visuele aandacht voor angst gerelateerde stimuli te meten (MacLeod, Mathews, & Tata, 1986). Deze oorspronkelijke taak werd op een 12inch scherm van een microcomputer weergegeven en de deelnemers hadden een knop in de hand die ingedrukt kon worden zodra ze de gevraagde stimulus hadden gevonden. Op het scherm werden twee woorden gepresenteerd. Deze woordparen bestonden uit twee neutrale woorden of uit een neutraal woord en een angst gerelateerd woord. Deze woorden werden 500ms lang gepresenteerd en verdwenen waarna een stip, de visual probe, in beeld kwam op de plek van waar eerst één van de twee woorden stond. Uit dit onderzoek is naar voren gekomen dat mensen met een gegeneraliseerde angststoornis sneller op de knop drukten als de stip werd weergegeven waar eerst een angst gerelateerd woord was gepresenteerd.
Bij gebruik van de VPT in alcoholonderzoek worden twee afbeeldingen of woorden naast elkaar gepresenteerd (Christiansen, Schoenmakers, & Field, 2014). Na presentatie verdwijnen de visuele stimuli waarna een visual probe, bijvoorbeeld een pijl, verschijnt. De deelnemer dient dan zo snel mogelijk met behulp van de pijltjes op het toetsenbord aan te geven welke kant de visual probe opwijst. Een aandachtsbias voor alcohol wordt gevonden als de deelnemer significant sneller reageert op de visual probe op de plek waar eerst een alcohol gerelateerde stimulus is weergegeven
(Christiansen, Schoenmakers, & Field, 2014). De duur van de weergave van de visuele stimuli mag variëren al is uit onderzoek naar voren gekomen dat een weergaveduur van 200ms of 500ms de aandachtsbias voor alcohol gerelateerde stimuli sterker detecteert dan een duur van 2000ms (Field, Mogg, Mann, Bennett, & Bradley, 2013). Wat betreft de interne consistentie van de VPT is uit een
review naar voren gekomen dat deze varieert van α = 0 - .5 (Ataya et al., 2012). Helaas voldoet dit niet aan minimaal α = .7 wat als acceptabel wordt beschouwd. Meer onderzoek naar de psychometrische kenmerken van de VPT is echter nodig gezien factoren als gebruikte stimuli of reactietijd als maat voor de aandachtsbias de betrouwbaarheid kunnen beïnvloeden (Field & Christiansen, 2012). Bovendien blijkt dat de VPT wel toegepast kan worden om de aandachtsbias te reduceren bij abstinente
alcoholisten, gezien uit onderzoek gebleken is dat de VPT een positief effect had op de reductie van de aandachtsbias voor alcohol stimuli (Schoenmakers et al., 2010). Voor de VPT-training conditie is de VPT ontworpen met 172 trials. 156 Trials bestonden uit afbeeldingen met een (non-)alcoholische drank (kritieke trials). De helft van de trials bestond uit afbeeldingen die verdwenen na 500ms, VPT-go trails zie Figuur 1, en de andere helft bestond uit afbeeldingen die bleven staan waarop de visual
probe wordt afgebeeld, VPT-stay trials zie Figuur 2. Tijdens de training werd willekeurig bepaald of een
stay- of go-trial werd aangeboden. Voor de training startte kreeg de deelnemer 10 oefentrials. Hierna begon de training. Halverwege de training was er een korte pauze waarbij de deelnemer geïnformeerd werd dat men op de helft is van de training. Foute trials en trials die langer dan 3000ms duurden werden opnieuw aangeboden. De training had als doel de aandachtsbias ‘weg’ te trainen door de
visual probe altijd op of na de neutrale non-alcoholische stimuli weer te geven. Om te voorkomen dat
deelnemers beseften dat de visual probe altijd gepaard ging met de neutrale stimulus waren er ook 16 trials met fillers toegevoegd. Trials met fillers waren trials met afbeeldingen die niet gerelateerd waren aan alcoholische (target) of non-alcoholische dranken (contrast), zoals plakband en lijm.
De VPT-placebo conditie hanteerde een helft om helft verhouding voor het weergeven van de
visual probe op de contrast of target stimulus . Overige aspecten van de taak waren gelijk aan
VPT-trainingstaak.
Meting
In dit onderzoek werd de VPT-meting gebruikt als maat voor de aandachtsbias voor alcohol op de voor- en nameting en hanteerde hetzelfde principe als de VPT-trainingstaak. Verschillen worden nu besproken. In de VPT voor- en nameting was de verhouding helft om helft voor het weergeven van de visual probe op de contrast of target stimulus. De deelnemer kreeg eerst 10 oefentrials waarna twee blokken begonnen met elk 100 meettrials. Één blok bestond alleen uit stay-trials en het andere blok uit alleen go-trials. De volgorde van het aanbieden van eerst een stay-blok of een go-blok was gerandomiseerd. Elk blok bestond uit 84 kritieke trials en 16 trials met fillers. Foute trials en trials die langer dan 3000ms duurden werden opnieuw aangeboden.
Figuur 1. Weergave van een go-trial. Links is het scherm dat de deelnemer eerst zag. Na 500ms
verdween dit scherm en werd het rechterscherm weergegeven met een pijl waarop de deelnemer moest reageren.
Figuur 2.Weergave van de VPT-stay trial: Uit “Cognitive Bias Modification for Adolescents with
Substance Use Problems – Can Serious Games Help?”, door W.J. Boendermaker, P. J. M. Prins en R. W. Wiers, in druk, Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry
2.4.3.2 De Shots Game
Voor de Game-training conditie is een taak ontwikkeld die in deze studie de Shots game werd genoemd en als doel had de aandachtsbias voor alcohol gerelateerde stimulus te reduceren. De Shots game is eerder alleen nog afgenomen als meting (Van Schie & Boendermaker, 2014) en is in deze studie als training gevalideerd. De Shots game had dezelfde basis als de VPT en had de spelomgeving en een aantal spelelementen als extra. De taak die werd gedaan tijdens de Shots game was hetzelfde als bij de VPT; deelnemers dienden zo snel en accuraat mogelijk de visual probe te signaleren en te reageren op de richting van de visual probe met behulp van de pijltjes naar boven of beneden op het toetsenbord. De visual probe ging altijd gepaard met de contrast stimulus. De deelnemer kreeg eerst 10 oefentrials waarna de trainingtrials startten. Het totaal aantal trainingtrials per sessie was bij de
Shots game tevens 172. Hiervan waren 16 trials fillers. Helft van de trials hanteerde het stay-trial principe, de andere helft was een go-trial zoals ook door de VPT-trainingstaak werd toegepast. Foute trials en trials die langer dan 3000ms duurden werden opnieuw aangeboden. De Shots game had een andere vormgeving dan de VPT. De VPT heeft een zwarte taakomgeving, zie Figuur 1 en 2. De
vormgeving van de Shots game is een spelmachine, zie Figuur 3. Bovenin wordt een voortgangsbalk afgebeeld. Links en rechts van het midden worden de stimuli weergegeven. Onderin kon de
deelnemer het aantal munten, de toets voor informatie of geluid en de pijlen zien met de richting waaruit de deelnemer kon kiezen bij het verschijnen van de visual probe. Deelnemers kregen voor de training startte een tegoed van 15 munten. Het spelen van een trial kostte één munt en de reactietijd op een trial bepaalde of de deelnemer als beloning één, twee of drie munten ontving. Bij het hebben van genoeg munten ging de deelnemer een level omhoog. Dit kon de deelnemer zien aan de
vormgeving, een nieuwe gokkast werd weergegeven. Er waren vier levels mogelijk. De deelnemer kreeg echter bij elke trainingssessie een nieuwe gokkast te zien ongeacht het aantal verdiende munten in de sessie ervoor.
Figuur 3. Weergave van de Shots game: Uit “Cognitive Bias Modification for Adolescents with
Substance Use Problems – Can Serious Games Help?”, door W.J. Boendermaker, P. J. M. Prins en R. W. Wiers, in druk, Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry
2.4.3.3 Visual search task
De Visual Search Task (VST) is een taak ontwikkeld om de aandachtsbias te meten voor een bepaald voorwerp of gegeven stimuli (Trick & Enns, 1998). Deze aandachtsbias is uitgedrukt in reactietijd. Voor het huidig onderzoek werd de VST gebruikt als maat voor de aandachtsbias voor alcohol op de voor- en nameting. De stimuli in de VST waren afbeeldingen van alcoholflessen (target) of frisdrankflessen (contrast). Deze afbeeldingen verschilden hiernaast in actief of passief. Actieve afbeeldingen waren een frontale weergave van een alcohol- of frisdrankfles dat vastgehouden werd of door een persoon aan de mond werd gezet, zie Figuur 4. Passieve afbeeldingen waren frontale
weergaven van een alcohol- of frisdrankfles tegen een witte achtergrond en werden niet ondersteund of vastgehouden, Figuur 5. De deelnemer begon met vier oefentrials waarna de zes metingtrials startten met elk 18 trials. In totaal bestond de VST-voor- en nameting uit 112 trials. De meting bestond uit zes blokken. De blokken één, twee, vijf en zes werden gerandomiseerd waardoor de deelnemers willekeurig startten met een blok. Blok drie en vier werden altijd in het midden aangeboden om mogelijke leereffecten te voorkomen en zodat de deelnemer blanco aan het laatste deel van de meting begon waardoor reactietijden niet beïnvloedt werden door het eerste deel. Eén blok weergaf een scherm met een veld van vier bij vier afbeeldingen waarvan 15 actieve afbeeldingen een fles alcohol weergaven en één afbeelding, tevens actief, een frisdrankfles weergaf. Een tweede blok gaf een scherm weer met een veld van vier bij vier afbeeldingen waarvan 15 passieve afbeeldingen een fles alcohol weergaven en één afbeelding, tevens passief, een frisdrankfles weergaf. Blok drie was een neutraal blok dat 15 afbeeldingen weergaf van bloemen met zeven blaadjes en één afbeelding van een bloem met vijf blaadjes. Blok vier was gelijk aan blok drie. Een vijfde blok gaf 15 actieve
afbeeldingen weer van frisdrank en één actieve afbeelding van een fles alcohol. Een zesde blok gaf 15 passieve afbeeldingen weer van frisdrank en één passieve afbeelding van een fles alcohol. Het veld met afbeeldingen sprong pas naar de volgende trial als de deelnemer de frisdrankfles, bloem of alcoholfles had gevonden en op deze had geklikt. Foute trials en trials die langer dan 3000ms duurden werden opnieuw aangeboden. De psychometrische kenmerken van de VST zijn nog niet eerder onderzocht bij gebruik in alcoholonderzoek.
Figuur 4. Voorbeeld van twee VST-actief trials. Links een trial waarbij het contrast gezocht moet
worden. Rechts een trial waarbij de target gevonden moet worden.
Figuur 5. Voorbeeld van twee VST-passief trials. Links moet het contrast gezocht worden. Rechts moet
2.5 Data-analyse
2.5.1 Voorbereiding data-analyse.
In totaal hebben 96 deelnemers de eerste training doorlopen. Twee deelnemers zijn niet meegenomen in de dataverwerking omdat zij voortijdig met het onderzoek zijn gestopt. Zij zaten in de VPT-training conditie. Door een technische fout is de data-afname met de VPT-voormetingstaak misgegaan bij één deelnemer. De gegevens van deze deelnemer zijn niet gebruikt voor de
dataverwerking van de VPT voor- en nametingstaken. Bij de dataverwerking van de voor- en nameting van de VST konden de gegevens van deze proefpersoon wel gebruikt worden. Deze deelnemer was toegewezen aan de Game-VPT conditie. Hiermee zijn 93 deelnemers in totaal meegenomen voor de VPT dataverwerking en 94 deelnemers voor de VST dataverwerking.
Fillers, oefentrials, foute trials en de bijbehorende correctietrials zijn uit de dataset van de VPT en VST gefilterd. Reactietijden op deze trials worden als niet representatief beschouwd voor de biasscore van de deelnemer.
Besloten is iedereen in de analyses mee te nemen ongeacht de AUDIT-score. De AUDIT-score voor de deelnemers die aan dit onderzoek hebben deelgenomen varieert tussen de 6 en 33, M = 13.55, SD = 4.83. Er is voor gekozen om iedereen mee te nemen aangezien de deelnemer zelf vóór begin van het onderzoek heeft aangegeven minstens vier (voor vrouwen) of vijf (voor mannen) glazen alcohol per week te drinken. Dit geeft aan dat de deelnemer met enige regelmaat alcohol nuttigt.
2.5.2 Berekening van de scores.
De VPT-taak heeft stay- en go-trials en alcohol- (target) en frisstimuli (contrast). Er zijn variabelen aangemaakt voor de stay-target, stay-contrast, go-target en go-contrast trials en hiervan zijn de gemiddeldes berekend. Om de biasscore te berekenen per deelnemer op de voor- en nameting is het gemiddelde op de contrast stimuli van het gemiddelde op de target stimuli afgetrokken (target – contrast) zowel op de stay- en de go-trials. Dit levert op de voor- en nametingstaak twee biasscores op, namelijk de bias-go en de bias-stay. Deze biasscores zijn uitgedrukt in reactietijden waardoor de biasscores op de nameting vergeleken konden worden met de biasscores op de voormeting.
De VST-taak bestaat uit actieve- en passieve stimuli voor zowel alcohol (target) als frisdrank (contrast) afbeeldingen. Er zijn variabelen aangemaakt voor actief-target, actief-contrast, passief-target, passief-contrast en bloem-trials (gemiddelde van de twee reactietijden op een bloem-trial). Voor deze variabelen zijn de gemiddeldes berekend. De biasscore op voor- en nameting per
deelnemer is berekend voor actief versus passief door het gemiddelde op de contrast stimuli van het gemiddelde van de target stimuli af te halen (target – contrast). Dit levert op de voor- en
uitgedrukt in reactietijden. De biasscores op de nameting kunnen dan vergeleken worden met de biasscores op de voormeting.
3. Resultaten 3.1 Verschil tussen groepen voor de training
De condities waren gelijk verdeeld op het aspect van geslacht, χ2(2) = 0.27, p = .44 (eenzijdig
getoetst). Dit is tevens het geval voor leeftijd, χ2(16) = 17.94, p = .16 (eenzijdig getoetst). De somscore
van de AUDIT was gelijk verdeeld over de condities, χ2(40) = 35.67, p = .33.
Gemiddeld verschilden de deelnemers op de voormeting niet in reactietijd bij de VPT-stay trials (M = -3.75, SE = 2.61) of de VPT-go trials (M = -0.55, SE = 3.56), t(92) = -0.73, p = .23 (eenzijdig getoetst). Voor de VST-taak is bekeken of de biasscores (target-contrast) van de deelnemers
significant van elkaar verschilden op basis van een actieve of passieve stimulus. Gemiddeld verschilden de deelnemers op de voormeting niet in reactietijd op een actieve stimulus (M = -173.76, SE = 62.46) of op een passieve stimulus (M = -239.15, SE = 64.51), t(93) = 0.78, p = .22 (eenzijdig getoetst).
Met een one-sample t-test is bekeken of de biasscores van de condities significant verschillen van nul. Dit bleek het geval voor de VST-actief (M = -173.76, SD = 605.59), t(93) = -2.78, p < .01, en de VST-passief (M = -239.15, SD = 625.47), t(93) = -3.71, p <.001. De VPT-go (M = -3.75, SD = 25.18) en VPT-stay (M = -0.55, SD = 34.32) verschilden niet significant van nul voor de eerste training,
respectievelijk t(92) = -1.44, p = .15 en t(92) = -0.15, p = .88.
Tot slot is bekeken of de scores op de voormeting van de VPT en VST significant van elkaar verschilden. Er was geen significant verschil tussen de condities op de VPT- en VST-voormetingstaak,
F(8, 176) = 1.3, p = .25. Er is tevens geen significant verschil gevonden tussen de condities op de
VPT-voormetingstaak, F(4,176) = 1.09, p = .36, en de VST-VPT-voormetingstaak, F(4,178) = 1.59, p = .18, wanneer gecorrigeerd werd voor geslacht en leeftijd.
3.2 Hypothese uitkomsten
3.2.1 Hypothese één: de VPT-training en Game-training verlagen de aandachtsbias voor alcoholstimuli significant in vergelijking met de VPT-placebo.
Hypothese één, is onderzocht met een one-way MANOVA op de verschilscores van de VPT en VST. De verschilscores voor de VPT-stay en VPT-go trials zijn aparte afhankelijke variabelen. Uit de resultaten blijkt een hoofdeffect van conditie, F(4,180) = 4.58, p <.005. Om dit hoofdeffect te interpreteren is een simpele contrast uitgevoerd op conditie. Hieruit blijkt dat de VPT-training, M = 38.64, SD = 48.04, en placebo, M = -0.19, SE = 31.54, significant van elkaar verschillen op de VPT-go trials, MD = 38.83, SE = 10.16, p <.005. Tevens verschilden de Game-training, M = 3.67, SE = 38.74, en VPT-training, M = 38.64, SD = 48.04, significant van elkaar op de VPT-go trials, MD = -34.97, SE =
10.23, p <.005. Figuur 6 toont dat de VPT-training op de nameting een reductie in aandachtsbias vertoont, bij vergelijking met de voormeting, door een significant grotere biasscore vergeleken met de biasscore van de placebo en Game-training. De Game-training, M = 3.67, SE = 38.74, en VPT-placebo, M = -0.19, SE = 31.54, condities verschilden niet significant van elkaar op de VPT-go trials, MD = 3.86, SE = 9.81, p = .97. Het effect van tijd is bekeken met een paired sample t-test. Hieruit is
duidelijk geworden dat er een effect is van tijd op de VPT-go, M = -12.83, SD = 42.79, t(92) = -2.89, p <.01, en VPT-stay trials, M = 20.15, SD = 54.99, t(92) = -3.53, p = .001. Dit effect is tevens terug te zien in Figuur 6 en 7.
Om de significante resultaten op de verschilscores te interpreteren is Figuur 8 gemaakt. Uit Figuur 8 blijkt dat de significante verschillen tussen de VPT-training en VPT-placebo/Game-training ontstaan zijn door een reductie in gemiddelde reactietijd voor contrast-trials op de nameting. Deze reductie geeft een biasscore weer dat niet een vermindering in aandachtsbias voor alcoholstimuli representeert waardoor de verschilscores met voorzichtigheid geïnterpreteerd moeten worden. Deze bevindingen ondersteunen hypothese één niet.
Bij het toepassen van een one-way MANOVA op de verschilscores van de VST zijn de VST-actief en VST-passief als aparte afhankelijke variabelen gebruikt. Uit de resultaten blijkt geen hoofdeffect voor conditie, F(4,182) = 0.57, p = .69. Hiernaast zijn er geen significante verschillen gevonden tussen de condities op de VST-actief of –passief. De biasscores van de condities verschillen hiermee niet significant van elkaar op voor- en nameting. Het effect van tijd is bekeken met een paired sample t-test. Op de VST-actieve (M = 48.18, SD = 760.33) en VST-passieve (M = 14.46, SD = 812.90) trials is geen effect van tijd gevonden, respectievelijk t(93) = 0.61, p = .54, t(93) = 0.17, p = .86. Tevens deze resultaten ondersteunen hypothese één niet. Gemiddeldes van de condities op de voor- en nametingstaken zijn opgenomen in Tabel 2 en 3.
Figuur 7. Gemiddelde biasscores van de drie condities op voor- en nameting van de VPT-stay
Figuur 8. Gemiddelde reactietijden per conditie op voor- en nameting voor de contrast en target
Tabel 2
Gemiddelden, Standaarddeviaties, Minimum (Min.) en Maximum (Max.) Waardes per Conditie op de Voormetingstaken, VPT-go en -stay, VST-actief en -passief
Tabel 3
Gemiddelden, Standaarddeviaties, Minimum (Min.) en Maximum (Max.) Waardes per Conditie op de Nametingstaken, VPT-go en -stay, VST-actief en -passief
VPT-placebo (n=33)
VPT-training (n=28)
Game-VPT training (n=33)
Variabele
M
SD
Min.
Max.
M
SD
Min.
Max.
M
SD
Min.
Max.
VPT-go
0.54
23.18
-54.56
43.45
-11.57
27.34
-54.35
37.56
-1.34
24.39
-45.02
61.47
VPT-stay
1.59
33.72
-93.95
52.05
0.70
30.85
-65.03
67.09
-3.84
38.41
-117.99
48.57
VST-actief
-127.07 568.92 -2055.51 1009.56 -324.47 714.13 -2378.06 1028.04 -92.56 531.93 -1057.02
1231
VST-passief
-209.05 528.27 -1700.50 629.23
-112.37 698.76 -1355.10 1446.67 -376.82 641.39 -1738.45 1158.35
VPT-placebo (n=33)
VPT-training (n=28)
Game-VPT training (n=33)
Variabele
M
SD
Min.
Max.
M
SD
Min.
Max.
M
SD
Min.
Max.
VPT-go
0.36
24.89
-69.50
75.41
27.07
42.17
-71.40
140
2.34
24.55
-52.96
57.92
VPT-stay
9.02
43.33
-84.91
104.71
27.97
46.65
-67.31
156.40
23.20
40
-64.10
107.28
VST-actief
-165.65 559.58 -1417.94 1136.11 -472.52 633.15 -1877.22 557.28 -65.60 609.85
-1137
1588.46
VST-passief
-153.80 645.02
-1610
777.67 -297.09 592.58 -1701.33 765.65 -316.52 665.79
-2417.02
769.56
3.2.2 Hypothese twee: De Game-training en VPT-training verlagen het drinkgedrag significant in vergelijking met de VPT-placebo.
Deze hypothese is getoetst met een one-way MANOVA waarbij de verschilscores van de TLFB en AUQ als afhankelijke variabelen zijn gebruikt en als onafhankelijke variabele de condities. Uit de resultaten is naar voren gekomen dat er geen hoofdeffect is van conditie, F(4,182) = 0.34, p = .85. De interventie heeft dus geen invloed gehad op de verschilscores van de TLFB en AUQ vragenlijsten. Met een paired-sample t-test is bekeken of er een effect is van tijd. Dit was niet het geval voor de TLFB, M = -1.33, SD = 13.2, t(93) = -0.98, p = .33. Op de AUQ was er wel een effect van tijd, M = 2.40, SD = 10.52, t(93) = 2.22, p = .03. Met een bivariate correlatie is bekeken of de verschilscores van de vragenlijsten AUQ en TLFB correleren met de verschilscores van de VPT en VST. Dit bleek niet het geval. Hypothese twee kan door deze bevindingen niet aangenomen worden. Een overzicht van de scores op de vragenlijsten is weergegeven in Tabel 4 en 5.
Tabel 4
Gemiddelden, Standaarddeviaties, Minimum (Min.) en Maximum (Max.) Waardes van de Vragenlijsten per Conditie op de Voormeting
VPT-placebo (n=33)
VPT-training (n=28)
Game-VPT training (n=33)
Variabele
M
SD
Min. Max.
M
SD
Min. Max.
M
SD
Min. Max.
RCQ
4.76 2.18
2
10
4.39 1.75
2
9
4.79 1.92
2
10
M2T
11.76 1.86
8
15
12.04 1.45
9
15 11.76 1.44
8
14
TLFB
15.67 14.25
0
59
13.75 7.46
0
30 16.52 11.32
0
41
AUQ
34.28 25.54 8.6 136.4 33.37 17.70 14
79 37.57 25.16
7
117.40
AUDIT
13.7
5.5
6
33
13.4
4
8
22
13.6
4.9
6
25
Tabel 5Gemiddelden, Standaarddeviaties, Minimum (Min.) en Maximum (Max.) Waardes van de Vragenlijsten per Conditie op de Nameting
VPT-placebo (n=33)
VPT-training (n=28)
Game-VPT training (n=33)
Variabele
M
SD
Min. Max.
M
SD
Min. Max.
M
SD
Min. Max.
RCQ
5.36 2.45
2
10
4.61 1.81
2
8
4.33 1.88
2
10
M2T (6&10) 6.64 1.60
4
10
6.93 1.41
4
10
6.94 1.54
2
9
M2T
25.97 4.20
18
35
26.75 4.84
19
38
25.30 4.93
12
33
TLFB
18.12 15.03
2
58
15.71 14.91
0
52
16.18 15.76
0
64
3.2.3 Hypothese drie: de deelnemers van de Game-training conditie hadden een hogere motivatie om te trainen in vergelijking met de VPT-training en VPT-placebo condities.
De hypothese is onderzocht met een one-way ANOVA. In de analyse is bekeken of de condities verschillend van elkaar scoorden op vraag 6 en 10 van de M2T, zie Tabel 5. Dit bleek niet het geval,
F(2,91) = 0.41, p = .67. Tussen de condities is tevens gebleken met een one-way ANOVA dat deze niet
verschillend scoren op de M2T-nameting, F(2,91) = 0.73, p = .49 (m.u.v. vraag 6 en 10). Hieruit blijkt dat de deelnemers van de Game-training conditie niet gemotiveerder waren om te trainen dan de VPT-training en VPT-placebo condities. Hiermee kan hypothese drie niet ondersteund worden.
3.2.4 Hypothese vier: de resultaten op de VST en VPT correleren met elkaar.
De VST en VPT voor- en nametingstaken beogen beide de aandachtsbias te meten voor alcoholstimuli. Met behulp van een partiële correlatie is bekeken of deze taken met elkaar correleren op basis van de verschilscores waarbij voor de conditie is gecorrigeerd. De correlatie tussen de VPT (M = 16.49, SD = 36.27) en VST (M = 28.83, SD = 595.71) verschilscores is niet significant, r = -.14, p = .10 (eenzijdig getoetst). Dit stemt niet overeen met de aanname dat de VPT en VST voor- en
nametingstaken hetzelfde meten.
Met een bivariate correlatie zijn de correlaties tussen de condities bepaald op de voor- en nametingstaken. Er zijn geen significante correlaties tussen de condities gevonden.
3.2.5 Hypothese vijf: zwaar drinkende vrouwen hebben gemiddeld een grotere biasscore dan zwaar drinkende mannen.
De deelnemers zijn voor het onderzoeken van deze hypothese opgesplitst in zware en lichte drinkers door een median split op de AUDIT-score. Deelnemers met een AUDIT-somscore van 13 of hoger zijn meegenomen in de one-way MANCOVA waarbij sekse als covariaat is meegenomen. Uit de resultaten blijkt geen hoofdeffect voor sekse op de VPT voor- en nametingstaken, F(2,46) = 0.39, p = .68. Op de VST voor- en nametingstaken is tevens geen hoofdeffect voor sekse gevonden, F(2,46) = 1.90, p = .16. Sekse heeft dus geen invloed op de gemiddelde reactietijden op de VPT en VST voor- en nametingstaken. Hypothese vijf kan hiermee niet ondersteund worden.
3.3 Exploratieve analyses
3.3.1 Motivatie om te veranderen.
Exploratief is onderzocht of er invloed is van de condities op de motivatie om te veranderen. Dit is bekeken met een one-way ANOVA met de verschilscore (nameting- voormeting) van vraag twee van de RCQ: ‘Ben je van plan minder te gaan drinken’ als afhankelijke variabele en conditie als
vraag twee van de RCQ, F (2,92) = 3.9, p = .02. Met behulp van een Post-Hoc analyse is duidelijk geworden uit Gabriel’s test dat er een significant verschil is tussen de Game-training en VPT-placebo condities, MD = -1.12, SE = 0.4, p = .02. Om dit verschil te interpreteren is Figuur 9 weergegeven. Figuur 9 toont dat de VPT-placebo conditie hoger scoort op de nameting en de Game-training conditie lager in vergelijking met de voormeting. De VPT-placebo conditie lijkt hierdoor meer gemotiveerd te zijn om te veranderen na de trainingssessies dan de Game-training conditie. Tabel 6 weergeeft een overzicht van de scores op vraag twee van de RCQ: ‘Ben je van plan minder te gaan drinken’.
Figuur 9. De gemiddelde score per conditie op voor- en nameting van vraag twee ‘Ben je van plan
minder te gaan drinken’ van de RCQ. Tabel 6
Frequenties en Percentages op de RCQ Vraag 2: ‘Ben je van plan minder te gaan drinken’ op de Voor- en Nameting.
Voormeting (n=94)
Nameting (n=94)
RCQ
Frequentie
Percentage (%)
Frequentie
Percentage (%)
Antwoord 1
34
36.2
34
36.2
Antwoord 2
4
4.3
4
4.3
Antwoord 3
-
-
2
2
Antwoord 4
38
40.4
33
33
Antwoord 5
1
1.1
-
-
Antwoord 6
16
17
21
22.3
4. Discussie
In deze studie is de invloed van een nieuwe ABM-training in spelomgeving op de
aandachtsbias voor alcoholstimuli bij adolescenten onderzocht. Uit de resultaten is geen effect van de Game-training op de aandachtsbias gebleken. Tevens toont de VPT-training niet het verwachte
resultaat dat het de aandachtsbias voor alcoholstimuli zou reduceren. Verschillen door de VPT-training blijken namelijk door snellere reactietijden op non-alcoholische gerelateerde stimuli. Hiermee worden de gestelde hypothesen dat de Game-training en VPT-training de aandachtsbias voor alcoholstimuli zou reduceren op basis van de biasscore op de voor- en nameting niet ondersteund.
Nu er geen verschillen in de verwachte richting zijn gevonden zijn er twee mogelijkheden die kunnen zijn opgetreden bij deze studie. Allereerst is het mogelijk dat de interventie niet valide is. Ten tweede kunnen er verschillende verklaringen een rol spelen waardoor het effect van de interventie niet zichtbaar is. Beide mogelijkheden zullen nu besproken worden.
Uit de resultaten is naar voren gekomen dat er een verschil in biasscore is ontstaan tussen de groepen op de VPT-go trials, trials waarbij de stimuli verdwijnen na 500ms en de probe in het midden van één van de twee stimuli verschijnt. Dit verschil is niet zichtbaar bij de VPT-stay trials en komt wellicht doordat deze trials minder aandacht zouden kunnen vereisen in vergelijking met de VPT-go trials. Wanneer een stimulus verdwijnt na 500ms moet de deelnemer actief blijven kijken om zo snel mogelijk te kunnen reageren zodra de probe verschijnt. Hiernaast is er visueel meer activiteit op het scherm met stimuli en probes die verschijnen en verdwijnen wat mogelijk ook meer de aandacht vasthoudt dan de VPT-stay en daarmee de aandacht accurater meet. Bij vergelijking van de groepen blijken de verschillen in verschilscores veroorzaakt te worden door een versnelling in reactietijd voor non-alcoholische stimuli en niet door een vertraging in reactietijd voor alcoholische stimuli. Deze versnelling kan komen doordat de trainingstaak in plaats van de aandacht ‘weg’ traint voor alcohol, de aandacht versterkt voor non-alcohol. Stel dat dit het geval is, dan is de VPT-trainingstaak niet valide en daarmee ook niet de Game-training die daarop gebaseerd is. Vervolgonderzoek kan gedaan worden door het onderzoek te repliceren of deze taak te testen op andere verslavingsgevoelige stimuli als drugs en sigaretten en daarbij het effect op de reactietijden van de non-drugs/sigaretten te bekijken.
De bevindingen dat de VPT als training niet de aandachtsbias lijkt te reduceren komt niet overeen met eerdere studies (Schmidt, Richey, Buckner, & Timpano, 2009; Schoenmakers et al., 2010; Lopes, Pires, & Bizarro, 2014; Field & Eastwood, 2005). Dit kan komen doordat de deelnemers geen significante aandachtsbias bleken te hebben op de VPT-voormeting wat kan verklaren dat een
verandering door de VPT-training niet significant was. Het ontwikkelen van een aandachtsbias is onder andere afhankelijk van de mate van drankgebruik. Zware drinkers blijken een sterkere aandachtsbias voor alcoholstimuli te hebben dan gemiddelde drankgebruikers (Weafer & Fillmore, 2013). Bij licht sociale drinkers is de aanwezigheid van de aandachtsbias voor alcoholstimuli zelfs afhankelijk van de
verwachting of er snel alcohol genuttigd kan worden (Field et al., 2011). Voor het aantonen van een verandering in aandachtsbias is het dus raadzaam zwaar drinkende deelnemers te testen in plaats van een gevarieerde groep zoals in deze studie. Toekomstig onderzoek naar de effectiviteit van de VPT-training bij jonge deelnemers dient rekening te houden met dit aspect.
De VST en VPT taak zijn beiden gebruikt om de aandachtsbias op voor- en nameting te
bepalen waarbij de VST in tegenstelling tot de VPT geen verschillen weergeeft tussen de condities. Uit de correlatie analyse blijkt dat de VST en VPT niet met elkaar correleren wat opmerkelijk is als ze dezelfde meetpretentie zouden hebben. Verschillen in de resultaten tussen de VST en VPT kunnen komen doordat de VST naast aandacht tevens ook andere aspecten meet. Executieve controle, hiërarchisch opdeling van de stimuli en presentatieniveau (globaal/lokaal) hebben invloed op de efficiëntie van de verwerking van aangeboden informatie bij een VST (Krakowski, Borst, Pineau & Poirel, 2015). Doordat deze aspecten van invloed zijn bij het identificeren van de target, kan dit ruis opleveren in de gemeten reactietijden. Hierdoor is de VST wellicht niet de juiste taak om de
aandachtsbias te meten. Vervolgonderzoek kan voor het meten van de aandachtsbias andere taken gebruiken zoals een metingstaak voor oogbewegingen om de aandachtsbias vast te stellen (Field & Christiansen, 2012).
Het is tevens mogelijk dat het aantal trials niet voldoende was om een effect teweeg te brengen. Door een niet klinische groep te testen bestaat de kans dat het doen veranderen van de aanwezige aandachtsbias meer trials vereist omdat de motivatie om te veranderen lager kan liggen dan bij een klinische groep. 36.2% Van de deelnemers heeft in de RCQ-vragenlijst aangegeven niet van plan te zijn te minderen met drinken. Motivatie om te willen veranderen blijkt echter van invloed te zijn op het trainingseffect waarbij onderzoekers zelfs adviseren een motivationele interventie
tegelijkertijd met de training te geven aan de deelnemers (Fadardi & Cox, 2009). Aangezien 36.2% van de deelnemers in deze studie niet van plan was zijn/haar drinkgedrag te veranderen kan dit het totale effect van de training verminderen. Om hiervoor te compenseren is het doen van meer trials een mogelijke oplossing om het trainingseffect te verhogen. Eberl en collega’s (2014) hebben met een andere CBM-training onderzocht wat het optimale aantal aan trainingssessies is om het maximale trainingseffect te bereiken. De resultaten van die studie tonen aan dat minimaal zes trainingen nodig zijn om het maximale trainingseffect te bereiken bij de deelnemers, waarbij deze studie 200
trainingstrials per sessie hanteerde. Raadzaam is het aantal trainingssessies in vervolgonderzoek te verhogen naar zes om het effect van de Game-training te bepalen. Bovendien kan een Game-placebo conditie eventueel extra informatie verschaffen over de effectiviteit van de training. Hiernaast moet vervolgonderzoek de motivatie om het drinkgedrag te veranderen meenemen in de bepaling van het trainingseffect, wat achterhaald kan worden met behulp van vragenlijsten.
Het is duidelijk geworden dat de condities na afloop van de training niet verschilden in de mate van motivatie om te trainen terwijl op basis van de literatuur verwacht werd dat de Game-training motivatie verhogend zou werken (Prins, Dovis, Ponsioen, Ten Brink, & Van der Oord, 2011; Dörrenbächer, Müller, Tröger, & Kray, 2014; Buckley & Doyle 2014). Aan de hand van wat er gevonden is, kan echter niet geconcludeerd worden dat de Game-training niet motivatie verhogend werkt gezien er geen andere maat voor motivatie aanwezig was, de gebruikte vragenlijst niet gevalideerd is en deelnemers de Game-training niet hebben kunnen vergelijken met de VPT-training. Hierdoor is het gegeven dat de Game-training niet motivatie verhogend werkt niet representatief en dient het verder onderzocht te worden. Vervolgonderzoek kan deze aspecten meenemen door als maat voor motivatie extra optionele trials aan te bieden die de deelnemer vrijwillig mag doen en de deelnemers beide trainingen (Game en VPT) te laten doorlopen zodat een goede vergelijking mogelijk is.
Het effect van de Game-training kan tevens door twee visuele aspecten beïnvloed zijn. Ten eerste is bij ontwikkeling van de Shots game als meting van de aandachtsbias naar voren gekomen dat deelnemers de stimuli in de Game-training minder goed herkenden dan de stimuli van de reguliere VPT (Van Schie & Boendermaker, 2014). Hiernaast is het mogelijk dat de toegevoegde spelelementen in de Game-training niet bijdragen aan het trainingseffect. Trainingstaken in spelomgeving zijn namelijk nog niet voldoende onderzocht om te weten welke spelelementen bijdragen aan het trainingseffect en welke beter niet geïntegreerd kunnen worden in de trainingstaak (Boendermaker, Prins, & Wiers, in druk). Door deze factoren kan het effect van de Game-training van de huidige studie verzwakt zijn. Toekomstig onderzoek kan deze aspecten meenemen door verschillende versies van de Game-training te ontwikkelen en met elkaar te vergelijken.
Helaas zijn uit dit onderzoek dus niet de verwachte resultaten gevonden waarmee adolescenten succesvol de aandachtsbias voor alcoholstimuli kunnen reduceren. Verschillende aspecten spelen een rol in de verklaring voor de resultaten. Hierdoor is het te voorbarig om te stellen dat de Game-training versie van de VPT-training niet effectief is. Aanpassingen in het
onderzoeksopzet, de deelnemerspopulatie en training zijn mogelijk die de effectiviteit van de training ten goede kunnen komen. Hiernaast kan ook tot meer in detail uitgezocht worden wat het effect is van de training op de motivatie bij jongere deelnemers. Hiervoor moeten zij zowel de Game-training als de ‘oorspronkelijke’ Game-training beoordelen om een goede vergelijking te maken. Het belang van een effectieve Game-training is met dit onderzoek wederom benadrukt. Deelnemers behalen een gemiddelde score van een 13.6 op de AUDIT. Ruim vijf punten boven de grensscore van acht dat wordt gehanteerd als minimum voor schadelijk en gevaarlijk drankgebruik. Er vanuit gaande dat de deelnemers representatief zijn voor hoger opgeleide adolescenten, blijkt dat het alcoholgebruik voldoende is om van een probleem te spreken. Trainingen die de biasen gepaard met alcoholgebruik beogen te veranderen zijn dus essentieel en in het bijzonder trainingen die de motivatie voor
deelname en verandering stimuleren. Aan de hand van dit onderzoek zijn veel ideeën voor
vervolgonderzoek mogelijk en indien er rekening gehouden wordt met de genoemde aspecten kan een effectieve Game-training ontwikkeld worden.
Literatuurlijst
Alcohol in de wet. (z.j.) Opgehaald 10 december, 2014, van http://www.rijksoverheid.nl
/onderwerpen/alcohol/alcohol-in-de-wet
Ataya, A. F., Adams, S., Mullings, E., Cooper, R. M., Attwood, A. S., & Munafò, M. R. (2012). Internal reliability of measures of substance-related cognitive bias. Drug and Alcohol Dependance, 121, 148-151.
Babor, T. F., Higgins-Biddle, J. C., Saunders, J. B., & Monteiro, M. G. (2001). The Alcohol Use Disorders
Identification Test: Guidelines for use in primary care (2ed ed.). Geneve: World Health
Organization.
Boendermaker, W. J., Prins, P. J. M., & Wiers, R. W. (in druk). Cognitive Bias Modification for Adolescents with Substance Use Problems – Can Serious Games Help? Journal of Behavior
Therapy and Experimental Psychiatry
Bohn, M., Staehler, B., & Krahn, D. (1994). Development and initial validation of a measure of drinking urges in abstinent alcoholics. Biological Psychiatry, 35(9), 693.
Bonomo, Y., Coffey, C., Wolfe, R., Lynskey, M., Bowes, G., & Patton, G. (2001). Adverse outcomes of alcohol use in adolescents. Addiction, 96(10), 1485-1496.
Christiansen, P., Schoenmakers, T. M., & Field, M. (2014). Less than meets the eye: Reappraising the clinical relevance of attentional bias in addiction. Addictive Behaviors, Addictive Behaviors. Defuentes-Merillas, L., Dejong, C., & Schippers, G. (2002). Reliability and validity of the dutch version
of the readiness to change questionnaire. Alcohol and Alcoholism, 37(1), 93-99. Dennis, T., & O'Toole, L. (2014). Mental Health on the Go: Effects of a Gamified Attention-Bias
Modification Mobile Application in Trait-Anxious Adults. Clinical Psychological Science, 2(5), 576-590.
Dörrenbächer, S., Müller, P. M., Tröger, J., & Kray, J. (2014). Dissociable effects of game elements on motivation and cognition in a task-switching training in middle childhood. Frontiers in
Psychology, 5, 1-22. doi: 10.3389/fpsyg.2014.01275
Eberl, C., Wiers, R. W., Pawelczack, S., Rinck, M., Becker, E. S., & Lindenmeyer, J. (2014). Implementation of Approach Bias Re-Training in Alcoholism-How Many Sessions are Needed? Alcoholism-Clinical And Experimental Research, 38(2), 587-594.
Fadardi, J. S., & Cox, W. M. (2009). Reversing the sequence: Reducing alcohol consumption by overcoming alcohol attentional bias. Drug and Alcohol Dependence, 101(3), 137-145. Field, M., & Christiansen, P. (2012). Commentary on Ataya et al. (2012), ‘Internal reliability of
measures of substance-related cognitive bias’. Drug and Alcohol Dependance 124, 189-190. doi: 10.1016/j.drugalcdep.2012.02.009
Field, M., & Cox, W. M. (2008). Attentional bias in addictive behaviors: A review of its development, causes and consequences. Drug and Alcohol Dependence, 97, 1-20. doi:
10.1016/j.drugalcdep.2008.03.030
Field, M., & Eastwood, B. (2005). Experimental manipulation of attentional bias increases the
motivation to drink alcohol. Psychopharmacology, 183(3), 350-357. doi: 10.1007/s00213-005-0202-5
Field, M., Hogarth, L., Bleasdale, D., Wright, P., Fernie, G., & Christiansen, P. (2011). Alcohol
expectancy moderates attentional bias for alcohol cues in light drinkers. Addiction (Abingdon,
England), 106(6), 1097-103.
Field, M., Mogg, K., Mann, B., Bennett, G. A., & Bradley, B. P. (2013). Attentional biases in abstinent alcoholics and their association with craving. Psychology of Addictive Behaviors, 27(1), 71-80. doi: 10.1037/a0029626
Hingson, Ralph W., Zha, Wenxing, & Weitzman, Elissa R. (2009). Magnitude of and trends in alcohol-related mortality and morbidity among U.S. college students ages 18-24,
1998-2005.(Report). Journal of Studies on Alcohol and Drugs, 70(4), S12.
Houben, K., & Wiers, R. W. (2008). Implicitly positive about alcohol? Implicit positive associations predict drinking behavior. Addicitive Behaviors, 33, 979-986. doi:
10.1016/j.addbeh.2008.03.002
Kerst, W. F. & Waters, A. J. (2014). Attentional Retraining Administered in the Field Reduces Smokers’ Attentional Bias and Craving. Health Psychology, 33(10), 1232-1240.
Krakowski, C., Borst, G., Pineau, A., Houde, O., & Poirel, N. (2015). You can detect the trees as well as the forest when adding the leaves: Evidence from visual search tasks containing three-level hierarchical stimuli. Acta Psychologica, 157, 131-143.
Levy, S., Sherritt, L., Harris, S. K., Gates, E. C., Holder, D. W., Kulig, J. W., & Knight, J. R. (2004). Test-Retest Reliability of Adolescents’ Self-Report of Substance Use. Alcoholism: Clinical and
Experimental Research, 28(8), 1236-1241.
Lopes, F., Pires, A., & Bizarro, L. (2014). Attentional bias modification in smokers trying to quit: A longitudinal study about the effects of number of sessions. Journal of Substance Abuse
Treatment, 47(1), 50-57.
Macleod, C., Matthews, A., & Tata, P. (1986). Attentional bias in emotional disorders. Journal of
Abnormal Psychology, 95(1), 15-20.
McGeary, J. E., Meadows, S. P., Amir, N., & Gibb, B. E. (2014).Computer-Delivered, Home-Based,
Attentional Retraining Reduces Drinking Behavior in Heavy Drinkers, 28(2), 559-562.
Mehrabian, A., & Russell, J. A. (1978). A questionnaire measure of habitual alcohol use. Psychological
