De gevolgen van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies over gevaar

De Gevolgen van Herhaaldelijk Checken op

Cognities en Obsessies over Gevaar

L. W. van der Vegt

Universiteit van Amsterdam

Bachelorthese

Studentnummer: 10203311

Begeleid door: Karin Giele

Aantal woorden: 7980

Inhoudsopgave

Abstract p. 3

De Gevolgen van Herhaaldelijk Checken op Cognities en Obsessies over Gevaar p. 4

Methode p. 11

Deelnemers p. 11

Materialen p. 11

Obsessive-Compulsive Inventory – Revised p. 11

Checking Cognitions Scale p. 12

Obsessive Beliefs Questionnaire 44 – RT p. 13

Beck Anxiety Inventory p. 14

Lange checklist p. 14

Korte checklist p. 15

Sociaal wenselijkheid schaal p. 15

Qualtrics p. 15

Procedure p. 16

Design p. 18

Resultaten p. 19

Standaardisatie en Manipulatie Checks p. 19

Hoofdanalyses p. 22

Checking Cognitions Scale p. 22

Obsessive Beliefs Questionnaire 44 – RT p. 25

Beck Anxiety Inventory p. 26

Discussie p. 29

Abstract

Recent onderzoek duidt op een wederkerige relatie tussen obsessies en compulsies binnen obsessief-compulsieve stoornis. Daarom onderzoekt deze studie de gevolgen van

herhaaldelijk checken op cognities en obsessies over gevaar. Achtenveertig gezonde studenten werden ingedeeld in een experimentele- en controle groep. De experimentele groep checkte thuis gedurende één week lang vier objecten, na gebruik, vijf keer achterelkaar. De controle groep deed dit niet. De deelnemers vulden vragenlijsten in over cognities en obsessies over gevaar op een voor-, na- en follow-up meting. Uit de resultaten bleek dat de experimentele groep na het checken niet hoger scoorde op vragenlijsten over cognities en obsessies over gevaar dan de controle groep. Er is geen effect van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies over gevaar.

De Gevolgen van Herhaaldelijk Checken op Cognities en Obsessies over Gevaar Veel gezonde mensen ervaren af en toe ongewenste gedachten of voeren bepaalde rituelen uit om zich beter te voelen. Bij mensen met obsessief-compulsieve stoornis (OCS) zijn deze ongewenste gedachten en rituelen dusdanig dwangmatig en ernstig dat het

functioneren van de persoon wordt beperkt (Vandereycken, Hoogduin & Emmelkamp, 2010). OCS is in de vijfde editie van de Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-V) geclassificeerd als een dwangstoornis. De stoornis wordt gekenmerkt door terugkerende obsessies (dwanggedachten) en compulsies (dwanghandelingen) (American Psychiatric Association, 2013).

De obsessies zijn onvrijwillige ideeën, gedachten en beelden die veel spanning

veroorzaken (Vandereycken et al., 2010). Deze kunnen gaan over bijvoorbeeld besmetting en gevaar (Comer, 2011). De diagnose OCS wordt pas gesteld als de obsessies als intrusief worden ervaren, duidelijk lijden veroorzaken en als men probeert deze obsessies te onderdrukken of te neutraliseren (American Psychiatric Association, 2013).

De compulsies zijn stereotiepe, repetitieve handelingen, die op een bepaalde wijze uitgevoerd dienen te worden. De meest voorkomende zijn checken en schoonmaken (Rachman, 2002). Om aan de diagnose OCS te voldoen, moet vastgesteld worden dat de compulsies gericht zijn op het verminderen van angst en een irrationele poging zijn om een gevreesde gebeurtenis te vermijden (American Psychiatric Association, 2013).

Epidemiologisch onderzoek heeft aangetoond dat in een groot aantal landen de

lifetime-prevalentie van OCS wordt geschat op 2,5% en de incidentie op 1,6% (Vandereycken

et al., 2010). De dwangstoornis veroorzaakt een gebrek aan gevoel van controle, zorgt voor veel angst en kost de patiënten veel tijd. Onder andere hierdoor rapporteren veel patiënten met OCS een verminderde kwaliteit van leven in vergelijking met gezonde mensen (Kumar,

Sharma, Kandaval & Reddy, 2012). Naast de persoonlijke problemen kan OCS ook leiden tot maatschappelijke problemen zoals werkeloosheid (DuPont, Rice, Shiraki & Rowland, 1995).

Salkovskis (1985, 1991) omschreef de compulsies die men ziet bij OCS als

veiligheidsgedrag. Veiligheidsgedrag is gedrag dat wordt uitgevoerd om gevaar te vermijden. Hoewel veiligheidsgedrag gezond kan zijn, wordt het binnen OCS compulsief en

problematisch. Salkovskis (1985, 1991) stelt dat veiligheidsgedrag binnen OCS angst in stand houdt doordat de gedachten over een mogelijke dreiging niet ontkracht kunnen worden. Om die reden raken mensen met OCS in een vicieuze cirkel. Er is nooit een kans om in te zien wat er gebeurt als het veiligheidsgedrag niet uitgevoerd wordt. Rachman (2002) pastte Salkovskis’ theorie direct toe op een specifieke vorm van compulsies in OCS, namelijk checkgedrag. Volgens Rachman (2002) kunnen sommige mensen met OCS last hebben van obessies over gevaar en doormiddel van het compulsieve checken van objecten in hun omgeving proberen ze dit gevaar te voorkomen. Deze theorie komt overeen met de momenteel gangbare

zienswijze, er wordt al aangenomen dat binnen OCS de obsessies leiden tot compulsief checken (Comer, 2011; Vandereycken et al., 2010). Rachman (2002) identificeerde enkele afwijkende cognities die aan de obsessies over gevaar ten grondslag zouden liggen; mensen met OCS zouden lijden aan verstoorde opvattingen over de kansschatting van een gevaarlijke uitkomst, de schatting van de ernst van het gevaar, het belang van het checken en het

vertrouwen in eigen geheugen over het gecheckte object (Rachman, 2002). De duur en intensiteit van het compulsieve checken zou worden bepaald door de kansschatting op een gevaarlijke uitkomst, de schatting van de ernst van het gevaar en het belang van het checken (Rachman, 2002). De cognities over gevaar kunnen zich ontwikkelen in obsessies over gevaar, waarbij de obsessies intenser zijn dan de cognities (Steketee, Frost & Cohen, 1998). De obsessies over gevaar zouden vaak gaan over het voorkomen van gevaar, de gevolgen van niet handelen en de verantwoordelijkheid voor slechte gebeurtenissen (Steketee et al., 1998).

Rachman (2002) beargumenteert bovendien dat het compulsieve checken niet alleen een gevolg is van de cognities en obsessies maar dat er binnen OCS sprake is van een wederkerige relatie tussen compulsief checken en cognities en obsessies over gevaar. Het verhogen van compulsieve checkgedrag zou onder andere kunnen zorgen voor een verhoogde kansschatting op een gevaarlijke uitkomst, een hogere schatting van de ernst van het gevaar en een hoger belang van het checken (Rachman, 2002). Waarna deze cognities zich weer kunnen ontwikkelen tot obsessies over gevaar. Zodoende zou de relatie tussen compulsies en obsessies wederkerig kunnen zijn. Er is al evidentie gevonden voor één van de vier cognities uit de theorie van Rachman (2002). Het vertrouwen in het geheugen over het gecheckte object zou afnemen als men veelvuldig hetzelfde object checkt (Boschen & Vuksanovic, 2007; Radomsky, Dugas, Alcolado & Lavoie, 2014; Van den Hout & Kindt, 2003). Verder onderzoek heeft daarnaast onder andere het effect van obsessies op compulsies onderzocht doormiddel van zowel compulsief checkgedrag als andere vormen van compulsies binnen OCS.

Deacon en Maack (2008) onderzochten of het uitvoeren van compulsief

veiligheidsgedrag bijdraagt aan de ontwikkeling van angst symptomen met betrekking tot besmetting. De deelnemers waren 56 gezonde studenten Psychologie, 30 met een lage angst voor besmetting en 26 met een hoge angst voor besmetting. Één week lang moesten de deelnemers compulsief veiligheidsgedrag gerelateerd aan besmetting uitvoeren. De deelnemers deden dit aan de hand van een checklist met 27 besmetting-gerelateerde

gedragingen, een voorbeeld van de gedragingen is: ‘wassen van de handen na het eten.’ Deze checklist vulden de deelnemers aan het einde van elke dag in om aan te geven welke

gedragingen ze hadden uitgevoerd. Er werd gevonden dat de deelnemers op de nameting de kans op een gevaarlijke uitkomst hoger inschatten dan op de voormeting. Daarnaast bleek dat deelnemers op de nameting een hogere angst rapporteerden voor besmetting dan op de

voormeting. Tenslotte werd gevonden dat de deelnemers op de nameting meer vermijdend gedrag vertoonden op de behavioural avoidance tasks (BAT), bijvoorbeeld het eten van een koekje dat op de grond heeft gelegen, dan op de voormeting. Dit gold voor alle deelnemers, ongeacht het niveau van angst voor besmetting. Geen van de deelnemers scoorden op de nameting hoger op depressieve klachten of algemene angst dan op de voormeting. De onderzoekers concludeerden dat het uitvoeren van compulsief besmetting-gerelateerd veiligheidsgedrag leidt tot een specifieke toename van angst voor besmetting.

Olatunji, Etzel, Tomarken, Ciesielski en Deacon (2011) baseerden vervolgens hun onderzoek op het onderzoek van Deacon en Maack (2008). In plaats van angst voor

besmetting onderzochten zij de invloed van compulsief veiligheidsgedrag op angstgevoelens over lichamelijke klachten. De deelnemers waren 60 gezonde studenten, 30 deelnemers in de controle conditie en 30 deelnemers in de veiligheidsgedrag conditie. Het onderzoek had ongeveer dezelfde opzet als het onderzoek van Deacon en Maack (2008). De deelnemers uit de experimentele conditie moesten één week lang compulsief hypochondrisch

veiligheidsgedrag uitvoeren, bijvoorbeeld: ‘controleer je urine op bloed.’ De controle conditie hoefde niks te doen voor het onderzoek. Uit de resultaten bleek dat de deelnemers uit de experimentele conditie meer leden onder angstige gevoelens over gezondheid en meer hypochondrische obsessies ervoeren dan de deelnemers uit de controle conditie. Bovendien gingen de deelnemers uit de experimentele conditie daadwerkelijk vermijdend gedrag vertonen op BAT’s, bijvoorbeeld blootgesteld worden aan een tissue die gebruikt is door iemand met de griep, terwijl de deelnemers uit de controle conditie dit niet deden. De onderzoekers concludeerden dat veiligheidsgedrag geassocieerd is met een toename in angst voor lichamelijke gezondheid.

Van Uijen en Toffolo (2015) vermoedden vervolgens dat compulsief checken ook zou kunnen leiden tot obsessieve gedachten over gevaar. Zij onderzochten of het verhogen van het

checkgedrag zou leiden tot het ontwikkelen van OCS symptomen, zoals cognities en obsessies over gevaar. De deelnemers waren 90 gezonde studenten, 30 deelnemers werden toegewezen aan de experimentele conditie, 30 deelnemers werden toegewezen aan de controle conditie en 30 deelnemers werden toegewezen aan de monitor conditie. De deelnemers uit de

experimentele conditie moesten één week lang checkgedrag uitvoeren, dit deden ze aan de hand van een checklist met 59 checkgedragingen. Een voorbeeld is: ‘heb je voordat je bent gaan slapen, gecheckt of het fornuis uitstaat?’ De instructie was dat de deelnemers elke

gedraging op de checklist moesten uitvoeren wanneer zij daar de kans toe hadden. Ze moesten dan het object één keer meer dan normaal checken. De deelnemers uit de monitor conditie hoefden alleen hun gebruikelijke checkgedrag bij te houden. De deelnemers uit de controle conditie hoefden niks te doen voor het onderzoek. Zij vonden dat de deelnemers uit de experimentele conditie op de nameting alleen een hogere schatting van de ernst van het gevaar lieten zien dan op de voormeting in vergelijking met de monitor- en controle conditie. Er werd geen significant effect gevonden voor het belang van het checken en de kansschatting van het gevaar. Er werd ook geen significant effect gevonden voor het ontwikkelen van obsessies over gevaar. De onderzoekers concludeerden dat compulsief checkgedrag waarschijnlijk betrokken is bij het onstaan en in stand houden van OCS.

In tegenstelling tot de onderzoeken van Deacon en Maack (2008) en Olatunji et al. (2011) over respectievelijk angst voor besmetting en angst voor lichamelijke klachten, werd er in het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) slechts een zwak effect gevonden voor de invloed van compulsief checkgedrag op cognities en obsessies over gevaar. Een mogelijke verklaring voor dit verschil is dat het checkgedrag in het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) niet compulsief genoeg was (Foa, Sacks, Tolin, Prezworski & Amir, 2002). Volgens Foa et al. (2002) wordt checkgedrag in OCS getypeerd door repetitieve handelingen, die op een rigide manier uitgevoerd moeten worden. Ook is het compulsief checken herhaaldelijk,

het wordt niet één keer uitgevoerd maar altijd meerdere keren achterelkaar (Foa et al., 2002; Rachman, 2002). Daarbij wordt compulsief checken niet op alle objecten in de omgeving toegepast, het beperkt zich eerder tot een kleinere set aan objecten in de huiselijke omgeving (Foa et al., 2002). Daarentegen kregen de deelnemers in het onderzoek van Van Uijen et al. (2015) 59 checkgedragingen die zij slechts één keer meer dan normaal hoefden te checken. Voor een onderzoek naar het effect van compulsief checkgedrag op cognities en obsessies over gevaar zoals men ervaart in OCS, zorgt het voor meer ecologische validiteit als de

deelnemers in een huiselijke omgeving minder objecten meerdere keren achterelkaar checken. Zodoende is in het huidige onderzoek gekeken naar de gevolgen van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies over gevaar, waarbij het checkgedrag op een compulsieve wijze is uitgevoerd. In het onderzoek kreeg de experimentele groep gedurende één week de instructie om vier vooraf bepaalde objecten in hun eigen huis te checken. Ze moesten de objecten vijf keer achterelkaar checken wanneer ze deze gedurende de dag gebruikt hadden. De controle groep ontving geen instructies gedurende deze week. Omdat er in het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) geen verschillende effecten waren tussen de monitor- en controle groep, is er in dit onderzoek geen gebruik gemaakt van een monitor groep. Er is wel gekozen voor drie metingen, namelijk een voor-, na- en follow-up meting. Verwacht werd, in navolging van de onderzoeken van Deacon en Maack (2008) en Olatunji et al. (2011), dat de de experimentele groep in vergelijking met de controle groep op de nameting een hogere mate van cognities over gevaar zou rapporteren dan voorafgaand aan het onderzoek. Verder werd voor de experimentele groep verwacht dat na de tweede week, waarin geen checkgedrag werd uitgevoerd, deze cognities over gevaar weer zouden terugkeren naar het niveau van de

voormeting. Dit is waarschijnlijk omdat de experimentele groep het checkgedrag maar kort heeft uitgevoerd en het langer duurt voordat nieuw gedrag een gewoonte wordt (Lally, Van Jaarsveld, Potts & Wardle, 2009). Omdat het checkgedrag in dit onderzoek compulsiever was

dan in het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) werd ook een effect verwacht van herhaaldelijk checken op obsessies over gevaar. Verwacht werd dat dit vergelijkbaar is met het effect van herhaaldelijk checken op cognities over gevaar, wel zou het effect minder sterk zijn omdat bekend is dat de obsessies zich langzamer ontwikkelen zijn dan cognities (Steketee et al., 1998). De experimentele groep zou in vergelijking met de controle groep op de

nameting ook een hogere mate van obsessies over gevaar rapporteren dan voorafgaand aan het onderzoek. Dit is vergelijkbaar met de resultaten uit Olatunji et al (2011). Verder werd voor de experimentele groep verwacht dat na de tweede week deze obsessies over gevaar weer zouden terugkeren naar het niveau van de voormeting. Dit lijkt aannemelijk omdat de cognities over gevaar tegen die tijd ook weer verdwenen zouden zijn en de obsessies over gevaar niet kunnen bestaan zonder de cognities over gevaar. Tenslotte werd verwacht dat het uitvoeren van herhaaldelijk checkgedrag geen effect zou hebben op de algemene gevoelens van angst, omdat herhaaldelijk checken geen effect heeft op algemene angstgevoelens. Voor zowel de experimentele groep als de controle groep werd verwacht dat de mate van algemene angst gelijk zou blijven over de voor-, na- en follow-up meting. Dit bleek tevens uit eerder onderzoek van Deacon en Maack (2008), Olatunji et al. (2011) en Van Uijen en Toffolo (2015).

Methode Deelnemers

Achtenveertig studenten aan de Universiteit van Amsterdam namen deel aan het onderzoek. De deelnemers waren zes mannen en 42 vrouwen. Deelnemers werden enkel betrokken bij het onderzoek als zij een leeftijd hadden tussen 18 en 30 jaar. De gemiddelde leeftijd van de deelnemers was 20.21 (SD = 2.02). Deelnemers werden uitgesloten van deelname wanneer er sprake was van een DSM-V stoornis, medicatiegebruik in het heden of verleden of wanneer er een score van 16 of hoger werd behaald op de vragenlijst OCI-R. De deelnemers werden willekeurig toegewezen aan een experimentele conditie (N = 24) of een controle conditie (N = 24). De studenten ontvingen 2,25 of 3,25 proefpersoonpunten voor hun deelname, afhankelijk van de conditie waar ze ingedeeld waren.

Materialen

In het onderzoek werd gebruik gemaakt van zes verschillende vragenlijsten en één online computerprogramma om de vragenlijsten af te nemen bij de deelnemers.

Obsessive-Compulsive Inventory-Revised (OCI-R) (Foa, Huppert, Leiberg, Langner, Kichic, Hajcak & Salkovskis, 2002), Nederlandse versie

(Cordova-Middelbrink, Dek, & Engelbarts, 2007). De OCI-R werd gebruikt als exclusiecriterium om

te voorkomen dat deelnemers met een score van 16 of hoger risico lopen door deelname aan het onderzoek. De vragenlijst bestaat uit 18 stellingen die betrekking hebben op potentieel stressvolle ervaringen in het dagelijks leven. De minimale score is nul en de maximale score is 72. Een voorbeeld van een stelling is: ‘ik ben van streek door onaangename gedachten die tegen mijn wil in mijn hoofd komen.’ De deelnemers moesten de stellingen beantwoorden aan de hand van een 5 punts Likert schaal. De antwoordmogelijkheden liepen van ‘0 = helemaal niet’ tot ‘4 = extreem’. De score op de OCI-R werd berekend door alle punten bij elkaar op te tellen. Hoe hoger de totale score van de deelnemer op de OCI-R, hoe meer

obsessief-compulsieve tendensen de deelnemer zou hebben. De OCI-R heeft een goede test-hertest betrouwbaarheid en validiteit in zowel klinische (r = .82) (Foa et al., 2002) als niet-klinische populaties (r = .70) (Hajcak, Huppert, Simons & Foa, 2004). Interne consistentie van de vragenlijst is hoog (α = .90) (Foa et al., 2002).

Checking Cognitions Scale (CCS) (Deacon & Maack, 2008), aangepaste Nederlandse versie (Van Uijen & Toffolo, 2015). De CCS werd gebruikt om

obsessief-compulsief gerelateerde cognities over het belang van het checken, de kansschatting van gevaar en de ernst van gevaar te meten. De originele vragenlijst bestaat uit zeven categorieën. Iedere categorie heeft betrekking op een ander obsessief-compulsief gerelateerd item

bijvoorbeeld elektrische apparaten. Iedere categorie bestaat uit drie vragen, er zijn dus 21 vragen in totaal. Voor het huidige onderzoek werd de vragenlijst aangepast, in plaats van alle zeven categorieën is er gebruik gemaakt van de vier categorieën die relevant waren voor het onderzoek. Deze vier categorieën zijn vervolgens ook specifiek aangepast aan de objecten relevant voor het huidige onderzoek (voordeur, koelkast, lampen en fornuis). Hierdoor werd het totaal aantal vragen teruggebracht naar 12, de minimale score was nul en de maximale score 400. De deelnemers gaven antwoord op een visuele analoge schaal (VAS) van 0 tot 100. Op de eerste vraag gaven de deelnemers aan hoe belangrijk ze het vinden om te checken van ‘helemaal niet belangrijk’ tot ‘heel erg belangrijk’, bijvoorbeeld ‘checken of de voordeur goed dicht is voordat ik van huis vertrek vind ik…’ Op de tweede vraag geven de deelnemers aan hoe waarschijnlijk de kans op gevaar is van ‘zeer onwaarschijnlijk’ tot ‘zeer waarschijnlijk’, bijvoorbeeld ‘hoe waarschijnlijk is het dat er een gevaarlijke situatie ontstaat als je bij vertrek van huis niet checkt of de voordeur goed dicht is?’ Op de derde vraag geven de deelnemers aan hoe ze de ernst van het gevaar inschatten van ‘helemaal niet ernstig’ tot ‘zeer ernstig’, bijvoorbeeld ‘hoe ernstig zijn de mogelijke gevolgen als je bij vertrek van huis niet checkt of de voordeur goed dicht is?’ De vragen corresponderen met de subschalen: belang van het

checken, kansschatting van het gevaar en de ernst van het gevaar. De score op de subschalen werd berekend door het gemiddelde te nemen van de corresponderende vragen binnen elke categorie. Hoe hoger de score op een subschaal, hoe meer obsessief-compulsief gerelateerde cognities de deelnemer zou hebben op desbetreffende subschaal. De totale CCS score werd berekend door het gemiddelde van de subschalen bij elkaar op te tellen. Hoe hoger de totale score op de CCS, hoe meer obsessief-compulsief gerelateerde cognities over gevaar de deelnemer zou hebben. De CCS heeft een uitstekende test-hertest betrouwbaarheid (r = .94) (Deacon & Maack, 2008) en een uitstekende interne consistentie tijdens verschillende metingen (α’s = .97, .98, .99, .95) (Deacon & Maack, 2008). De subschalen belang van het checken (α’s = .80 en .88), kansschatting van het gevaar (α’s = .78 and .88) en ernst van het gevaar (α’s = .81 and .86.) hebben allen een hoge interne consistentie (Van Uijen & Toffolo, 2015).

Obsessive Beliefs Questionnaire-44 (OBQ-44) (Obsessive Compulsive Cognitions Working Group (OCCWG), 2005) RT-schaal (Responsibility & Threat Estimation), Nederlandse versie (Van Uijen & Toffolo, 2015). De OBQ-44-RT werd gebruikt om de

obsessieve overtuigingen over het voorkomen van gevaar, de gevolgen van niet handelen en de verantwoordelijkheid voor slechte gebeurtenissen te constateren. De vragenlijst bestaat uit 16 stellingen, bijvoorbeeld: ‘ik moet elke gelegenheid aangrijpen om te voorkomen dat er erge dingen gebeuren’. De deelnemers antwoorden aan de hand van een 7 punts Likert schaal. De antwoordmogelijkheden varieerden van ‘1 = erg mee oneens’ tot ‘7 = erg mee eens’. De minimale score is 16 en de maximale score is 112. De totale score op de OBQ-44-RT werd berekend door alle punten bij elkaar op te tellen. Hoe hoger de totale score op de OBQ-44-RT, hoe meer obsessieve overtuigingen de deelnemer zou hebben. De OBQ-44-RT schaal heeft een uitstekende interne consistentie (α = .93) (Tolin, Worhunsky & Maltby, 2006). De

vragenlijst heeft een hoge test-hertest betrouwbaarheid voor zowel de Responsibility schaal (r = .75) als de Threat schaal (r = .89) (OCCWG, 2001).

Beck Anxiety Inventory (BAI) (Beck, Epstein, Brown, & Steer, 1988),

Nederlandse versie. De BAI werd gebruikt om algemene gevoelens van angst te meten. De

vragenlijst bestaat uit 21 angstsymptomen (‘doof gevoel en tintelingen’) en vraagt in hoeverre deze van toepassing zijn op de deelnemer. De deelnemers geven antwoord door middel van een 5 punts Likert schaal lopend van ‘1 = totaal niet’ tot ‘4 = heel erg’. De minimale score is 21 en de maximale score is 84. De totale score op de BAI werd berekend door alle punten bij elkaar op te tellen. Hoe hoger de score op de BAI, hoe meer er sprake zou zijn van algemene angstgevoelens bij de deelnemer. De BAI heeft een uitstekende interne consistentie (α = .92) en een hoge test-hertest betrouwbaarheid (r = .75) (Beck et al., 1988).

Lange checklist (Van Uijen & Toffolo, 2015). Het gebruikelijke checkgedrag van de

deelnemers werd gemeten door middel van de Lange Checklist. De scores werden

meegenomen als manipulatie check. De vragenlijst bestaat in totaal uit 59 checkgedragingen, de minimale score is nul en de maximale score is 59. De vragen zijn ingedeeld bij zes

verschillende situaties, enkele voorbeelden van de situaties zijn: ‘heb je als je in de keuken bent geweest…’ en ‘heb je als je onderweg was (geweest)…’. De situaties worden gevolgd door een aantal vragen over checkgedragingen die de deelnemer uit had kunnen voeren in desbetreffende situatie in de afgelopen 24 uur, bijvoorbeeld: ‘heb je als in de keuken bent geweest, gecontroleerd of de koelkast goed dicht zit?’ De deelnemers konden antwoorden op de vragen door ‘ja’, ‘nee’ of ‘NVT’ aan te vinken. Het percentage van het aantal ‘ja’

antwoorden werd berekend om tot een gemiddelde te komen. Hoe vaker een deelnemer ‘ja’ antwoordde, hoe meer objecten een deelnemer checkte dus hoe meer checkgedrag er werd vertoond. De Lange Checklist heeft een erg goede test-hertest betrouwbaarheid (r = .85) (Van Uijen & Toffolo, 2015).

Korte checklist (2016). De Korte Checklist werd gebruikt als inventarisatie van het

daadwerkelijk uitgevoerde checkgedrag van de deelnemers in de experimentele conditie tijdens de manipulatie. De checklist bestaat in totaal uit acht vragen over het uitgevoerde checkgedrag in de afgelopen 24 uur. De checklist is opgedeeld in vier onderdelen, één voor elk te checken object, namelijk de voordeur, de koelkast, een lamp en het fornuis. Per onderdeel zijn er twee vragen, bijvoorbeeld: ‘hoe vaak ben je de afgelopen 24 uur in de

gelegenheid geweest om te controleren of de koelkastdeur dicht zat?’ en ‘zou je voor elke keer

dat je daadwerkelijk hebt gecheckt of de koelkastdeur dicht zat, willen aangeven hoe vaak je dit achterelkaar hebt gedaan?’ De deelnemers beantwoordden de eerste vraag door zelf een getal in te vullen, de tweede vraag werd beantwoord aan de hand van een VAS lopend van 0 keer tot 10 keer. Het gemiddelde percentage checks werd berekend aan de hand van het aantal uitgevoerde checks gedeeld door het aantal mogelijke checks vermenigvuldigd met 100. Het gemiddelde aantal checks achterelkaar werd berekend door het gemiddelde te nemen van alle antwoorden.

Sociaal wenselijkheid schaal (Van Uijen & Toffolo, 2015). Aan het einde van alle

vragenlijsten werd gecontroleerd voor sociaal wenselijk antwoorden. Dit bestaat uit één stelling, namelijk: ‘ik heb alle vragen naar eerlijkheid beantwoord.’ De deelnemers konden doormiddel van een VAS lopend van 0 tot 100 aangeven of ze ‘helemaal niet mee eens’ (0) waren of ‘helemaal mee eens’ (100). Uiteindelijk werd het gemiddelde percentage van alle deelnemers berekend.

Qualtrics (http://www.qualtrics.com, versie: april 2016). De Qualtrics software is

gebruikt om de vragenlijsten in elkaar te zetten en tevens online te verspreiden onder de deelnemers. De data van het onderzoek kan vervolgens direct van de Qualtrics site gedownload worden door de onderzoekers.

Procedure

De proefleiders waren vier derdejaarsstudenten Klinische Psychologie van de UvA. Voordat er deelnemers geworven konden worden, werd het onderzoek goedgekeurd door de Commissie Ethiek van de UvA. Daarna werd het onderzoek gepubliceerd op de LAB site van de UvA, een online systeem waar deelnemers zich kunnen inschrijven voor onderzoeken. In de beschrijving stond aangegeven dat het zou gaan om een onderzoek naar de validatie van vragenlijsten voor obsessief-compulsieve stoornis. Nadat de deelnemers zich aangemeld hadden, kregen ze de OCI-R toegestuurd. De deelnemers vulden deze thuis in en wachtten op verdere instructies via e-mail. De OCI-R werd door de proefleiders gescoord. Wanneer een deelnemer hoger scoorde dan 16 ontving deze een e-mail waarin uitgelegd werd dat verdere deelname aan het onderzoek niet mogelijk was, eventueel verdere uitleg kon gegeven worden. Wanneer de deelnemer lager scoorde dan 16 werd deze via e-mail uitgenodigd voor een afspraak in het lab van de UvA. Wanneer de afspraak gemaakt was, werd de deelnemer ingedeeld in één van de twee condities. Dit gebeurde om en om. Voor de eerste sessie kwamen de deelnemers één voor één naar een labruimte in het gebouw van de UvA, hier werden ze in de algemene ruimte ontvangen door één proefleider. Na toelichting van de informatiebrief, ondertekenden de deelnemers het informed consent formulier. Het invullen van de persoonlijke gegevens en de vragenlijsten gebeurde op een computer in een

geluidsdichte labruimte in afwezigheid van de proefleider, de proefleider wachtte in de algemene ruimte tot de deelnemer aangaf klaar te zijn. De deelnemers vulden achterelkaar de CCS, OBQ-44, BAI, Lange Checklist en Sociaal wenselijkheid schaal in via Qualtrics, dit gebeurde telkens in dezelfde volgorde. Hier deden de deelnemers ongeveer twintig minuten over. De deelnemers uit de experimentele groep vulden tevens nog de Korte Checklist in, dit duurde ongeveer vijf minuten extra. Deelnemers uit de experimentele conditie kregen daarna uitleg over het uit te voeren checkgedrag en wanneer ze de vragenlijsten thuis opnieuw

moesten invullen. Er werd geïnstrueerd om het slot van het voordeur, de knoppen van het fornuis, de deur van de koelkast en de knop van één uitgekozen lamp vijf keer te checken wanneer de deelnemers deze tegenkwamen gedurende de dag. Aan het einde van elke dag werd de deelnemers gevraagd de Korte Checklist in te vullen via Qualtrics om te controleren wat ze daadwerkelijk gecheckt hadden en hoe vaak. De deelnemers ontvingen hiervoor elke dag een uitnodiging via e-mail. Er werd aangegeven dat de Korte Checklist ingevuld moest worden tussen 16:00 uur en 04:00 uur. De deelnemers uit de experimentele conditie kregen een geprint geheugensteuntje mee om te onthouden wat de instructies waren. Tegen de deelnemers uit de controle groep werd er enkel verteld op welke momenten zij thuis opnieuw de vragenlijsten konden invullen voor de tweede en derde meting. Deze eerste sessie duurde ongeveer 40 minuten voor de deelnemers uit de experimentele conditie en 30 minuten voor de deelnemers uit de controle conditie.

Hierna volgde de manipulatie. De experimentele conditie moest de aangegeven

objecten zeven dagen lang herhaaldelijk checken. De controle groep hoefde tijdens deze week niks te doen.

Aan het einde van de week moesten alle deelnemers thuis opnieuw de vragenlijsten invullen (CCS, OBQ-44, BAI, Lange Checklist en Sociaal wenselijkheid schaal) via Qualtrics. Na de nameting volgde nog een follow-up meting, na week twee. In week twee hoefden geen van de deelnemers checkgedragingen uit te voeren. Wanneer elke deelnemer alle vragenlijsten ingevuld had werd er een debriefing gemaild naar alle deelnemers via Qualtrics waarin zij op de hoogte werden gesteld van het werkelijke doel en eventueel contact konden opnemen. Ook werd duidelijk gemaakt dat de algemene resultaten opgevraagd kunnen worden. Tenslotte werden de deelnemers bedankt voor hun deelname en kregen ze het gepaste aantal proefpersoonpunten toegewezen, 2,25 punten voor de controle conditie en 3,25 punten voor de experimentele conditie.

Design

Het onderzoek maakte gebruik van within-subjects en between-subjects. Er was een experimentele conditie en een controle conditie. En drie meetmomenten, een voor-, na- en follow-up meting. Hierdoor had het onderzoek een 3x2 design. Er werden standaardisaties uitgevoerd voor leeftijd en de scores op de voormeting van de OCI-R, Lange Checklist, CCS, OBQ-44-RT en BAI. Bovendien werd er een manipulatie check uitgevoerd over de Korte Checklist en de Lange Checklist. Het aantal sociaal wenselijke antwoorden werd berekend aan de hand van de sociaal wenselijkheid schaal. Voor de hoofdanalyse werden de CCS, OBQ-44-RT en de BAI geanalyseerd door middel van 3x2 factorial mixed ANOVA’s.

Resultaten Standaardisatie en Manipulatie Checks

Van de 48 deelnemers zijn er twee deelnemers uit de experimentele conditie en één deelnemer uit de controle conditie uitgesloten van de data analyses. Één deelnemer uit de experimentele conditie had de Korte Checklist maar drie van de zeven keer ingevuld, de andere deelnemer uit de experimentele conditie had de vragenlijsten op de follow-up meting niet ingevuld. De deelnemer uit de controle conditie had een score van 16 op de OCI-R, door een fout van de onderzoekers heeft zij toch deelgenomen aan het onderzoek. Aangezien andere studenten met een score van 16 uitgesloten waren van deelname aan het onderzoek, is besloten de data van deze deelnemer ook niet mee te nemen in de analyses. Er was sprake van één uitbijter (BAI follow-up meting, experimentele conditie), deze is veranderd in M + 3 SD’s (Field, 2009). Tabel 1 (p. 21) laat per meting de gemiddelde scores op de OCI-R, Lange Checklist, CCS, CCS subschalen, OBQ-44-RT en BAI per conditie zien. De Korte Checklist is hier niet in opgenomen omdat deze niet gebruikt is om een vergelijking te maken tussen de twee condities.

Er werd gecontroleerd voor eventuele verschillen tussen de twee condities op de voormeting. Uit de onafhankelijk t-toets bleek dat er geen verschil in leeftijd bestond tussen de condities op de voormeting, t(43) = 0.85, p = .40. Ook bleek uit de onafhankelijke t-toets dat de twee condities op de voormeting niet verschilden in het gewoonlijke checkgedrag (Lange Checklist), t(64) = 0.67, p = .51. Tenslotte werd er gecontroleerd voor het verschil tussen de twee condities in mate van obsessief-compulsieve tendensen op de voormeting. De Shapiro-Wilk toets liet zien dat de assumptie van normaliteit hier was geschonden, W(20) = 0.95, p = .32. Daarom werd er gebruik gemaakt van een non-parametrische Mann-Whitney toets. De twee condities verschilden niet in mate van de obsessief-compulsieve tendensen (OCI-R) op de voormeting, U = 248.50, z = - .103, p = .92. Bovendien werden er ook geen

verschillen tussen de groepen gevonden met betrekking tot de score op de voormeting van de CCS, OBQ-44-RT en BAI, kleinste t(43) = 1.53, p = .13.

Tabel 1

Gemiddelde Scores (SD) per Voor-, Na- en Follow-up Meting op de OCI-R, Lange Checklist, CCS, CCS subschalen, OBQ-44-RT en BAI van de Experimentele en Controle Conditie.

Controle Groep (n = 23) Experimentele Groep (n = 22) Totaal (n = 45) OCI-R voor

Lange Checklist voor na follow-up CCS voor na follow-up CCSbelang voor na follow-up CCSkans voor na follow-up CCSernst voor na follow-up OBQ-44-RT voor na follow-up BAI voor na follow-up 6.00 (3.61) 25.07 (13.49) 23.28 (14.19) 17.67 (13.88) 28.28 (11.97) 30.10 (15.24) 30.13 (16.49) 42.03 (18.77) 38.46 (21.21) 35.58 (21.12) 14.46 (11.19) 18.82 (13.27) 21.78 (17.04) 28.34 (15.28) 33.02 (17.05) 33.04 (17.62) 33.78 (10.24) 30.39 (11.73) 27.65 (10.31) 29.52 (7.42) 26.52 (5.48) 25.74 (5.68) 6.36 (4.50) 22.45 (12.66) 31.15 (11.40) 20.31 (12.31) 22.58 (13.06) 27.55 (15.82) 25.35 (15.66) 34.71 (16.81) 37.50 (20.35) 33.56 (19.50) 11.18 (9.66) 18.31 (15.10) 16.34 (13.56) 21.83 (17.60) 26.83 (17.51) 26.14 (19.64) 31.46 (10.01) 30.09 (12.59) 25.68 (10.13) 29.68 (4.38) 29.64 (5.55) 29.68 (7.47) 6.18 (4.02) 23.79 (13.01) 27.13 (13.37) 18.96 (13.05) 25.49 (12.70) 28.85 (15.40) 27.79 (16.09) 38.46 (18.08) 37.99 (20.57) 34.59 (20.14) 12.86 (10.48) 18.57 (14.03) 19.19 (15.50) 25.16 (16.60) 29.99 (17.36) 29.67 (18.75) 32.64 (10.08) 30.24 (12.02) 26.69 (10.16) 29.60 (6.05) 28.04 (5.67) 27.67 (6.84)

Note: OCI-R = Obsessive-Compulsive Inventory – Revised; CCS = Checking Cognitions Scale; CCSbelang = belang van checken subschaal; CCSkans = kansschatting op gevaar subschaal; CCSernst = ernst van gevaar subschaal; OBQ-44-RT = Obsessive Beliefs Questionnaire, Responsiblity/Threat subschaal; BAI = Beck’s

Anxiety Inventory; voor = voormeting; na = nameting; follow-up = follow-up meting.

De manipulatie hield in dat de experimentele conditie vier objecten vijf keer achterelkaar moest checken gedurende zeven dagen. Om te controleren hoe vaak ze

daadwerkelijk het checkgedrag hebben uitgevoerd gedurende de zeven dagen werd er gekeken naar het gemiddelde percentage uitgevoerde checks zoals zelf aangegeven door de deelnemers op de Korte Checklist. De deelnemers uit de experimentele conditie voerden gemiddeld 67% (SD = 25.87) van de checks daadwerkelijk uit, 33% van de checks voerden ze dus niet uit terwijl ze er wel mogelijkheid toe hadden. Daarnaast werd nog gekeken hoe vaak ze de objecten dan daadwerkelijk achterelkaar checkten als ze de checks uitvoerden, er werd de experimentele conditie geïnstrueerd dat dit vijf keer achterelkaar moest gebeuren. Er werd gekeken naar het gemiddelde van het aantal checks achterelkaar zoals zelf aangegeven door de deelnemers op de Korte Checklist. Gemiddeld checkten de deelnemers de vier objecten 4.44 (SD = .74) keer achterelkaar. Als laatste manipulatie check werd gekeken naar het aantal objecten die de deelnemers aangeven normaal te checken (Lange Checklist). Er werd

gecontroleerd of er een verschil bestond in scores op de Lange Checklist over de voor- en nameting. Als de manipulatie effectief is geweest, is het waarschijnlijk dat het aantal checks van de experimentele conditie toegenomen is op de nameting van de Lange Checklist in vergelijking met de voormeting van de Lange Checklist. Hiervoor werden alleen de scores van de experimentele conditie gebruikt in een paired samples t-toets. Er was sprake van een verschil tussen het aantal aangegeven checks tussen de voor- en nameting (Lange Checklist),

t(21) = -3.55, p = .002. Gemiddeld waren de scores van de experimentele conditie op de

nameting van de Lange Checklist 8.71 punten (SD = 11.50) hoger dan op voormeting van de Lange Checklist (95% CI [3.61, 13.81]). De experimentele conditie gaf aan meer

checkgedragingen uit te voeren op de nameting van de Lange Checklist dan op de

voormeting. Geen van de deelnemers werd uitgesloten voor het geven van sociaal wenselijke antwoorden. Het percentage sociaal wenselijke antwoorden was laag, de deelnemers gaven aan gemiddeld 97% (SD = 6.94) van de vragen naar waarheid ingevuld te hebben.

Hoofdanalyses

Om de hypotheses van huidig onderzoek te toetsen werden er zes 3x2 factorial mixed ANOVA’s uitgevoerd om het effect van compulsief checkgedrag op cognities over gevaar (CCS), obsessies over gevaar (OBQ-44-RT) en algemene angstsymptomen (BAI) te onderzoeken.

Checking Cognitions Scale (CCS). De assumptie voor normale verdeling werd getoetst met

een Kolmogorov-Smirnov toets. De scores op de follow-up meting van de subschaal

‘kansschatting op de mogelijkheid van gevaar’, D(45) = 0.15, p = .02, en de voormeting van de subschaal ‘inschatting van de ernst van het gevaar’, D(45) = 0.16, p = .004, waren niet normaal verdeeld. Vanwege de robuuste aard van de factorial mixed ANOVA werd ervoor gekozen om ook bij deze subschalen deze toets uit te voeren (Field, 2009). De gemiddelde scores van de experimentele conditie en de controle conditie op de CCS over de voor-, na- en follow-up meting staan in Figuur 1.

Figuur 1. Gemiddelde totale scores op de CCS van de experimentele en controle conditie op de voor-,

Als onafhankelijke variabelen werden de experimentele conditie, de controle conditie en het meetmoment meegenomen, als afhankelijk variabelen werden de gemiddelde scores op de totale CCS dan wel de CCS subschalen gebruikt. De analyse werd uitgevoerd over de voor-, na- en follow-up meting. Er was geen significant hoofdeffect van conditie op de cognities over gevaar, F(1, 43) = 1.10, p = 0.30. Er was wel een significant hoofdeffect van

meetmoment op de cognities over gevaar, F(2, 86) = 3.43, p = .04,η_𝑝𝑝2 _{= .07. Het meest}

interessante resultaat voor huidig onderzoek was het interactie effect tussen conditie en meetmoment. Inconsistent met de verwachting was er geen significant interactie effect tussen conditie en meetmoment, F(2, 86) = 0.75, p = .48.

Vervolgens werden de subschalen van de CCS nog apart geanalyseerd om te controleren of hier wel verschillen tussen de experimentele en controle conditie te vinden waren. De gemiddelde scores van de experimentele conditie en de controle conditie op elke subschaal van de CCS over de voor-, na- en follow-up meting staan in Figuren 2 (p. 25). Op de subschaal ‘belang van hetchecken’ werd geen significant hoofdeffect van conditie gevonden over de drie metingen, F(1, 43) = 0.420, p = .52. Er was ook geen significant hoofdeffect van meetmoment, F(2, 86) = 1.79, p = .17. Tegen de verwachting in was ook de interactie tussen conditie en meetmoment eveneens niet significant, F(2, 86) = 1.19, p = .31. Op de subschaal ‘kansschatting van mogelijk gevaar’ werd ook geen significant hoofdeffect van conditie gevonden over de drie metingen, F(1, 43) = .76, p = .39. Er was wel een significant hoofdeffect van meetmoment, F(2, 86) = 8.31, p = .001,η_𝑝𝑝2 _{= .16. Wederom was}

er, tegen de verwachting in, geen significant interactie effect van conditie en meetmoment,

F(2, 86) = 1.06, p = .35. Ook de laatste subschaal de ‘ernst van de mogelijke gevolgen van het

niet checken’ liet geen significant hoofdeffect zien van conditie over de drie metingen, F(1, 43) = 1.81, p = .19. Ook hier was er een significant hoofdeffect van meetmoment, F(2, 86) =

5.53, p = .005, η_𝑝𝑝2 _{= .11. Tegen de verwachting in was er ook bij deze subschaal geen}

significant interactie effect tussen conditie en meetmoment, F(2, 86) = 0.02, p = .98.

Figuren 2. Gemiddelde scores van de experimentele conditie en de controle conditie op de subschalen

‘belang van het checken’, ‘kansschatting van gevaar’ en ‘ernst van het gevaar’ op de voor-, na- en follow-up meting. 95% betrouwbaarheidsintervallen zijn aangegeven met error bars.

Uit deze resultaten bleek dat de scores op de CCS van experimentele conditie niet verschilden van de scores op de CCS van de controle conditie over de voor-, na- en follow-up meting. Samengevat, inconsistent met de verwachting was er bij de experimentele conditie in vergelijking met de controle conditie geen toename in cognities over gevaar tussen de

voormeting en nameting. Ook werd er bij de experimentele conditie in vergelijking met de controle conditie geen afname van cognities over gevaar gevonden tussen de nameting en follow-up meting.

Obsessive Beliefs Questionnaire 44, Responsibility & Threat Estimation Scale (OBQ-44-RT). De assumptie van normale verdeling werd getoetst met een Kolmogorov-Smirnov toets. De scores op de nameting, D(45) = 0.15, p = .01, en de scores op de follow-up meting, D(45) = 0.15, p = .02 van de OBQ-44-RT, waren allebei niet normaal verdeeld. Wederom werd vanwege de robuuste aard van de factorial mixed ANOVA gekozen om de OBQ-44-RT toch te analyseren met deze toets (Field, 2009). Als onafhankelijke variabelen werden de experimentele conditie, controle conditie en het meetmoment genomen, als afhankelijke variabelen werd gebruik gemaakt van de gemiddelde scores op de OBQ-44-RT. De analyse werd uitgevoerd over de voor-, na- en follow-up meting. Mauchly’s toets wees uit dat de sphericiteit was geschonden, χ2

(2) = 12.16, p = .002. Daarom werd er een Huynh-Feldt correctie toegepast (ε = .84). De gemiddelde scores van de experimentele conditie en de controle conditie op de voor-, na- en follow-up meting staan in Figuur 3.

Figuur 3. Gemiddelde scores van de experimentele conditie en de controle conditie op de OBQ-44-RT

op de voor-, na- en follow-up meting. 95% betrouwbaarheidsintervallen zijn aangegeven met error

Er was geen significant hoofdeffect van conditie op de mate van obsessies over gevaar, F(1, 43) = .25, p = .62. Er was wel een significant hoofdeffect van meetmoment op obsessies over gevaar, F(1.69, 72.63) = 21.57, p < .001, η_𝑝𝑝2 _{= .33. Voor het huidige onderzoek was het}

interactie effect wederom het meest interessant om te bekijken. In tegenstelling tot de verwachting was er echter geen significant interactie effect van conditie en meetmoment,

F(1.69, 72.63) = 0.70, p = .48. De scores van de experimentele conditie op de OBQ-44-RT

verschilden niet van de scores van de controle conditie op de OBQ-44-RT over de voor-, na- en follow-up meting. Samengevat, in tegenstelling tot de verwachting was er bij de

experimentele conditie in vergelijking met controle conditie geen toename in obsessies over gevaar tussen de voormeting en nameting. Ook werd er bij de experimentele conditie in vergelijking met de controle conditie geen afname in obsessies over gevaar gevonden tussen de nameting en follow-up meting.

Beck Anxiety Inventory (BAI). De assumptie van normale verdeling werd wederom

getoetst met een Kolmogorov-Smirnov toets. De scores op de voormeting, D(45) = 0.18, p = .001; de nameting, D(45) = 0.20, p < .001; en de follow-up meting, D(45) = 0.19, p = .001 van de BAI waren allen niet normaal verdeeld. Ook hier werd er desondanks voor gekozen om de BAI te analyseren met een factorial mixed ANOVA (Field, 2009). Als onafhankelijke variabelen werden wederom de experimentele conditie, de controle conditie en het

meetmoment meegenomen, als afhankelijke variabelen werd gebruik gemaakt van de gemiddelde scores op de BAI. De analyse werd uitgevoerd over de voor-, na- en follow-up meting. Mauchly’s toets wees uit dat de sphericiteit was geschonden, χ2

(2) = 13.94, p = .001, daarom werd er een Huynh-Feldt correctie toegepast (ε = .82). De gemiddelde scores van de experimentele conditie en de controle conditie op de BAI over de voor-, na- en follow-up meting staan in Figuur 4 (p. 28).

Figuur 4. Gemiddelde scores op de BAI van de experimentele conditie en de controle conditie op de

voor-, na- en follow-up meting. 95% betrouwbaarheidsintervallen zijn aangegeven met error bars.

Er was geen significant hoofdeffect van conditie op de algemene angstgevoelens, F(1, 43) = 2.14, p = .15. Er was wel een significant hoofdeffect van meetmoment op de algemene angstgevoelens, F(1.65, 70.75) = 4.46, p = .01, η2

= .09. Wederom was het interactie effect het meest interessant om te bekijken. Verwacht werd dat deze niet significant zou zijn omdat de manipulatie geen effect zou hebben op de mate van algemene angst. Tegen de verwachting in werd er een significant interactie effect gevonden tussen conditie en meetmoment, F(1.65, 70.75) = 4.39, p = .02, η_𝑝𝑝2 _{= .09. Doormiddel van planned repeated contrasten werd}

vervolgens uitgezocht wat het verschil tussen de experimentele en controle conditie was per meetmoment. De gemiddelde score op de BAI van de experimentele conditie en de controle conditie verschilden significant van elkaar tussen de voormeting en de nameting, F(1, 43) = 6.75, p = .01, η_𝑝𝑝2 _{= .14. De BAI scores verschilden echter niet van de nameting naar de}

follow-up meting, F(1, 43) = 0.51, p = .48. Dat wil zeggen dat er een significant verschil bestond tussen de condities op de gemiddelde score op de BAI ten tijde van de nameting maar niet ten tijde van de follow-up meting. Door middel van een paired samples t-toets werd de richting van het effect tussen de voormeting en nameting bekeken per conditie. Binnen de experimentele conditie bleek er geen significant verschil in gemiddelde score op de BAI te zijn tussen de voor- en nameting, t(21) = 0.06, p = .96. Binnen de controle conditie bleek er wel een significant verschil in gemiddelde score op de BAI te zijn tussen de voor- en

nameting, t(22) = -3.87, p = .001. Gemiddeld waren de scores van de controle conditie op de nameting van de BAI 3.00 punten (SD = 3.72) lager dan op de voormeting van de BAI (95% CI [-4.61, -1.39]). Er werd verwacht dat de gemiddelde scores op de BAI van de

experimentele conditie en controle conditie gelijk zouden blijven over de voor-, na- en follow-up meting. Dit bleek te kloppen voor de experimentele conditie maar niet voor de controle conditie. Samengevat, deels inconsistent met de verwachting was er een verschil in gemiddelde scores op de BAI tussen de experimentele conditie en de controle conditie over de voormeting en nameting. Bij de controle conditie werd in vergelijking met de experimentele conditie een afname in algemene angstgevoelens gevonden tussen de voormeting en

Discussie

In deze studie werden de gevolgen van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies over gevaar onderzocht. Er konden er geen effecten van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies over gevaar vastgesteld worden. De cognities over gevaar namen niet toe bij

mensen die één week herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden in vergelijking met mensen die geen herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden. Mensen die herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden rapporteerden geen hogere kansschatting van het gevaar, hoger belang van het checken of hogere inschatting van de ernst van het gevaar dan de mensen die geen herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden. Ook namen de obsessies over gevaar niet toe bij mensen die één week herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden in vergelijking met mensen die geen herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden. Tenslotte namen de algemene gevoelens van angst af bij mensen die geen herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden in vergelijking met mensen die wel één week herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden.

Inconsistent met de verwachting werd gevonden dat de algemene gevoelens van angst afnamen bij de mensen die geen herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden in vergelijking met de mensen die wel herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden. Deze bevinding is tegenstrijdig met de bevindingen uit de eerdere onderzoeken van Deacon en Maack (2008), Olatunji et al. (2011) en Van Uijen en Toffolo (2015). De niveaus van algemene angst van de deelnemers in dit onderzoek weken niet af van de niveaus van algemene angst gerapporteerd door de

deelnemers in eerdere onderzoeken (Deacon & Maack, 2008; Olatunji et al., 2011; Van Uijen & Toffolo, 2015), in dat opzicht week de geanalyseerde data niet af van eerdere onderzoeken. Helaas is er verder geen mogelijke verklaring bekend voor deze afwijkende resultaten.

In deze studie konden de resultaten van eerdere onderzoeken niet gerepliceerd worden. In navolging van de onderzoeken van Deacon en Maack (2008) en Olatunji et al. (2011), werd verwacht dat de mensen die herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden in

vergelijking met de mensen die geen herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden een toename in cognities over gevaar zouden laten zien. Dit werd in deze studie echter niet gevonden. In lijn met het onderzoek van Olatunji et al. (2011) werd verwacht dat de mensen die herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden in vergelijking met mensen die geen herhaaldelijk checkgedrag uitvoerden ook een toename in obsessies over gevaar zouden laten zien. Ook dit kon in deze studie niet gevonden worden.

Omdat er geen effecten van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies over gevaar gevonden konden worden, kon er ook geen ondersteuning geboden worden aan de theorie van Rachman (2002). Dit onderzoek werd gebaseerd op de theorie van Rachman (2002) over een wederkerige relatie tussen compulsief checken, cognities over gevaar en obsessies over gevaar. In dit onderzoek werd bovendien het checkgedrag compulsiever geoperationaliseerd dan het checkgedrag in het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) om het beter aan te laten sluiten op de theorie van Rachman (2002). Er werd gedacht dat er dan mogelijk een effect van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies over gevaar gevonden kon worden, en daarmee ondersteuning voor de theorie van Rachman (2002). Dit bleek echter niet het geval te zijn. Er wordt aangenomen dat dit grotendeels te wijten is aan methodologische gebreken in huidig onderzoek, aangezien de resultaten van Van Uijen en Toffolo (2015) wel ondersteuning konden bieden aan de theorie van Rachman (2002) en er ook in de onderzoeken van Deacon en Maack (2008) en Olatunji et al. (2011) een effect werd gevonden van compulsies op obsessies. Daarom lijkt het niet verstandig de theorie van Rachman (2002) te verwerpen. Deze studie geeft wel aan dat de theorie van Rachman (2002) nog steeds ter discussie staat, verder onderzoek zou dus moeten proberen op de wederkerige relatie tussen compulsief checken, cognities en obsessies over gevaar verder te onderzoeken zodat er meer zekerheid komt over de theorie van Rachman (2002).

Het feit dat dit onderzoek de resultaten van eerder onderzoek niet kon repliceren, en hierdoor geen ondersteuning kon bieden aan de theorie van Rachman (2002), is wellicht te verklaren door enkele methodologische gebreken. Zo bestond er een belangrijk verschil tussen de deelnemers uit huidig onderzoek en de deelnemers uit de eerdere onderzoeken op de mate van obsessief-compulsieve tendensen. Vanwege een eis van de Commissie Ethiek aan de Universiteit van Amsterdam moesten in huidig onderzoek deelnemers met een score van 16 of hoger op de OCI-R uitgesloten worden van deelname. Er deden in huidige studie dus alleen gezonde studenten mee die laag scoorden op obsessief-compulsieve tendensen. De andere onderzoeken hadden deze cut-off score niet, waardoor zij ook deelnemers onderzochten die hoger scoorden op obsessief-compulsieve tendensen. Om die reden werden er misschien minder effecten gemeten in huidig onderzoek dan in eerdere onderzoeken. Een onderzoek met deelnemers met verschillende mate van obsessief-compulsieve tendensen zal dit probleem oplossen.

Daarnaast is ervoor gekozen om het onderzoek grotendeels digitaal uit te voeren, zodat het onderzoek makkelijker uit te voeren was voor de deelnemers. Er was sprake van slechts één ontmoeting tussen de onderzoekers en de deelnemer, de rest van het onderzoek verliep via e-mail en Qualtrics. Zo was er veel mogelijkheid voor de deelnemers om niet serieus mee te doen aan het onderzoek, bijvoorbeeld door het checkgedrag helemaal niet of niet consequent uit te voeren. De Korte Checklist moest dit enigszins bijhouden, hieruit bleek wel dat de deelnemers consequent waren in het uitvoeren van het checkgedrag. In huidig onderzoek werden ook de vragenlijsten alleen op de voormeting in het laboratorium ingevuld, in het onderzoek van Van Uijen et al. (2015) zijn de vragenlijsten echter op de nameting eveneens in het laboratorium ingevuld. Wellicht dat dit in huidig onderzoek heeft gezorgd voor meer variantie in de data omdat het onmogelijk was de gemoedstand en situaties waarin de

deelnemers veel mogelijkheid om de vragenlijsten niet serieus in te vullen. De sociale wenselijkheid schaal spreekt dit echter tegen. Om er zekerder van te kunnen zijn dat de deelnemers serieus meedoen, zou verder onderzoek gebaat zijn om de betrokkenheid van de deelnemers hoog te houden door middel van bijvoorbeeld voorlichting over het belang van het onderzoek. Daarnaast zouden de vragenlijsten onder toezicht van de onderzoeker in een gecontroleerde omgeving afgenomen moeten worden.

Tenslotte bestaat de mogelijkheid dat de operationalisatie van het checkgedrag nog niet sterk genoeg was. Er werd ervoor gekozen om het checkgedrag compulsiever te maken door de deelnemers vijf keer achterelkaar te laten checken in plaats van de één keer meer dan normaal zoals in het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015). Wellicht dat het

checkgedrag hiermee nog steeds niet voldoende compulsief was, het compulsief checkgedrag binnen de OCS is immers gericht op veel herhaling (Foa et al., 2002). Huidig onderzoek heeft al meer checks achterelkaar ingevoerd, voor verder onderzoek zou het interessant zijn om nog meer checks achterelkaar in te voeren en te kijken of er dan wel effecten optreden.

Mogelijk kan er dus wel een effect van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies over gevaar worden gevonden als de opzet van het onderzoek aangepast wordt. Men kan daarbij denken aan het onderzoeken van deelnemers met verschillende mate van obsessief-compulsieve tendensen. Daarnaast zou het goed zijn om de deelnemers betrokken te houden zodat ze geneigd zijn serieus mee te doen, bijvoorbeeld door ze deels voor te lichten over de belang van het onderzoek. Ook zou het interessant zijn om het checkgedrag nog compulsiever te maken doormiddel van het invoeren van bijvoorbeeld 10 checks achterelkaar in plaats van vijf zoals in huidig onderzoek (Vandereycken et al., 2010). Tenslotte zou het helpen om te zorgen dat de vragenlijsten worden ingevuld in een gecontroleerde omgeving zoals een laboratorium onder toezicht van een onderzoeker.

Voorlopig kan geconcludeerd worden dat dit onderzoek geen gevolgen van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies over gevaar vast kon stellen. Eerdere onderzoeken naar de effecten van compulsies op obsessies wijzen erop dat er wel een wederkerige relatie tussen herhaaldelijk checken en obsessies zou kunnen bestaan. Huidig onderzoek heeft getracht een het checkgedrag op een compulsieve wijze te operationaliseren, maar vond hiermee geen effecten. Deze studie heeft desondanks bijgedragen aan het

verkennen van de wederkerige relatie tussen herhaaldelijk checken, cognities en obsessies over gevaar.

Literatuur

American Psychiatric Association (2013). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (Fifth ed.). Arlington, VA: American Psychiatric Publishing.

Beck, A. T., Epstein, N., Brown, G., & Steer, R. A. (1988). An inventory for measuring clinical anxiety: psychometric properties. Journal of Consulting and Clinical

Psychology, 56, 893-897.

Burns, G. L., Keortge, S. G., Formea, G. M., & Sternberger, L. G. (1996). Revision of the Padua Inventory of obsessive compulsive disorder symptoms: Distinctions between worry, obsessions, and compulsions. Behaviour Research and Therapy, 34, 163-173. Cordova-Middelbrink, J.A.,Dek, E.C. P.,& Engelbarts, M. M. B. (2007). Automatisering bij

subklinische obsessief-compulsieve stoornis (Unpublished master’s thesis). Utrecht University, Utrecht, Netherlands.

DuPont, R. L., Rice, D. P., Shiraki, S., & Rowland, C. R. (1995). Economic costs of obsessive-compulsive disorder. Medical Interface, 8, 102-109.

Field, A. (2009). Discovering statistics using SPSS (3e ed.). Londen, Engeland: SAGE Publications Ltd.

Fineberg, N. A., & Gale, T. M. (2005). Evidence-based pharmacotherapy of obsessive- compulsive disorder. international journal of neuropsychopharmacology, 8, 107-129. Foa, E. B., Huppert, J. D., Leiberg, S., Langner, R., Kichic, R., Hajcak, G., & Salkovskis, P.

M. (2002). The Obsessive-Compulsive Inventory: development and validation of a short version. Psychological Assessment, 14, 485.

Foa, E. B., Sacks, M. B., Tolin, D. F., Prezworski, A., & Amir, N. (2002). Inflated perception of responsibility for harm in OCD patients with and without checking

compulsions: a replication and extension. Journal of Anxiety Disorders, 16, 443-453. Hajcak, G., Huppert, J. D., Simons, R. F., & Foa, E. B. (2004). Psychometric properties of the

OCI-R in a college sample. Behaviour Research and Therapy, 42, 115-123.

Hinds, A. L., Woody, E. Z., Schmidt, L. A., Ameringen, M. van, & Szechtman, H. (2015). In the wake of a possible mistake: Security motivation, checking behavior, and OCD.

Journal of Behavioural Therapy & Experimental Psychiatry, 49, 133-140.

Hout, M. van den, & Kindt, M. (2003). Repeated checking causes memory distrust.

Behaviour Research and Therapy, 41, 301-316.

Kumar, A., Sharma, M. P., Kandavel, T., & Reddy, Y. C. J. (2012). Cognitive appraisals and quality of life in patients with obsessive compulsive disorder. Journal of

Obsessive-Compulsive and Related Disorders, 1, 301-305.

Lally, P., Van Jaarsveld, C. H. M., Potts, H. W. W., & Wardle, J. (2009). How are habits formed: Modelling habit formation in the real world. European Journal of Social

Psychology, 40, 998-1009.

Obsessive Compulsive Cognitions Working Group. (2005). Psychometric validation of the obsessive belief questionnaire and interpretation of intrusions inventory—Part 2: Factor analyses and testing of a brief version. Behaviour Research and Therapy, 43, 1527-1542.

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, 987-1006.

Olatunji, B. O., Etzel, E. N., Tomarken, A. J., Ciesielski, B. G., & Deacon, B. (2011). The effects of safety behaviors on health anxiety: An experimental investigation.

Behaviour Research and Therapy, 49, 719-728.

Rachman, S. (2002). A cognitive theory of compulsive checking. Behaviour Research and

Therapy, 40, 625-639.

Psychiatry (pp. 195). New York, Verenigde Staten: Basic Books.

Radomsky, A. S., Dugas, M. J., Alcolado, G. M., & Lavoie, S. L. van. (2014). When more is less: Doubt, repetition, memory, metamemory, and compulsive checking in OCD.

Behaviour Research and Therapy, 59, 30-39.

Salkovskis, P. M. (1985). Obsessional-compulsive problems: A cognitive-behavioural analysis. Behaviour Research and Therapy, 23, 571-583.

Salkovskis, P. M. (1991). The importance of behaviour in the maintenance of anxiety and panic: A cognitive account. Behavioural Psychotherapy, 19, 6-19.

Skoog, G., & Skoog, I. (1999). A 40-Year follow-up of patients with obsessieve- compulsive disorder. Archives of General Psychiatry, 56, 121-127.

Steketee, G., Frost, R. O., & Cohen, I. (1998). Beliefs in Obsessive-Compulsive Disorder.

Journal of Anxiety Disorders, 12(6), 525-537.

Tolin, D. F., Worhunsky, P., & Maltby, N. (2006). Are “obsessive” beliefs specific to OCD?: A comparison across anxiety disorders. Behaviour Research and Therapy, 44, 469-480.

Uijen, S. L. van, & Toffolo, M. B. J. (2015). Safety behavior increases obsession-related cognitions about the severity of threat. Behavior Therapy, 46, 521-531.

Vandereycken, W., Hoogduin, C. A. L., & Emmelkamp, P. M. G. (2008). Handboek

psychopathologie: Deel 1 Basisbegrippen (4 ed.). Houten, Nederland: Bohn Stafleu

van Loghum.

Vandereycken, W., Hoogduin, C. A. L., & Emmelkamp, P. M. G. (2010). Handboek

psychopathologie: Deel 2 Klinische Praktijk (3 ed.). Houten, Nederland: Bohn Stafleu