Masterthese
De Relatie tussen Kwaliteit van Slaap en Risicogedrag bij
Adolescenten met ADHD
Alec Schouten
Studentnummer: 10080872
Opleiding: Klinische Ontwikkelingspsychologie Supervisor UvA: Tycho Dekkers
Tweede beoordelaar: Annemie Ploeger Datum: 21 augustus 2016
INHOUDSOPGAVE
Abstract 3
1. Inleiding 4
1.1 Eerder onderzoek rondom ADHD en risicogedrag 4
1.2 Huidig onderzoek 6
2. Methode en materialen 8
2.1 Deelnemers 8
2.2 Materialen 9
2.2.1 Screeningsinstrumenten 9
2.2.2 Quality of Sleep meetinstrumenten 10 2.2.3 Impulsiviteit en risicogedrag meetinstrumenten 11
2.3 Procedure 12
2.3.1 Voorafgaand aan de testafname 12
2.3.2 Beloop van testafname 12
2.4 Statistische testen 14
3. Resultaten 17
3.1 Deelnemers 17
3.2 Relatie tussen ADHD en risicogedrag 18
3.3 Relatie tussen ADHD en quality of sleep 19
3.4 Relatie tussen quality of sleep en risicogedrag en mediatie-effect van
quality of sleep tussen ADHD en risicogedrag 20
3.5 Relatie tussen quality of sleep en impulsiviteit 21 3.6 Relatie tussen impulsiviteit en risicogedrag en mediatie-effect van
impulsiviteit tussen quality of sleep en risicogedrag 21
4. Conclusie en discussie 23
ABSTRACT
Onderzoek toont aan dat risicogedrag samenhangt met de diagnose
Attention-Deficit/Hyperactivity Disorder (ADHD). Mogelijk komt dit voort uit een verminderde Quality Of Sleep (QOS). Hiernaast is een overlap gevonden tussen ADHD en QOS, beide concepten
zijn in verband gebracht met beperkingen in de Executieve Functies (EF). Deze lijken samen te hangen met een verhoogde impulsiviteit en wat mogelijk leidt tot meer risicogedrag. Onbekend is de relatie van QOS en risicogedrag bij adolescenten met ADHD, dit wordt in de huidige studie onderzocht.
In deze pilotstudie waren zeven deelnemers in de ADHD-groep opgenomen en acht in de controlegroep. Onderzocht werd of de groepen verschilden op de mate van risicogedrag en QOS. Daarnaast werden mediatie-analyses uitgevoerd, waarbij gedacht werd dat QOS de relatie tussen ADHD en risicogedrag zou mediëren en impulsiviteit de relatie tussen QOS en risicogedrag.
Er werden geen statistisch significante resultaten gevonden, waardoor er geen sprake leek te zijn van correlaties tussen ADHD, risicogedrag, QOS of impulsiviteit. Desalniettemin leek er sprake van een negatieve trend, of significante reductie van de QOS bij deelnemers met ADHD, wanneer gekeken werd naar de QOS zonder covariaten (p = .07 en p = .04). Ook leek negatieve trend tussen QOS en impulsiviteit aanwezig, dit resultaat werd echter bij slechts bij de HSDQ gevonden (p =.09).
In de huidige studie was echter een kleine sample. Hierdoor is de power beperkt en dienen de resultaten met voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden. Meer deelnemers zijn noodzakelijk om met zekerheid de hypotheses te verwerpen ofwel vooralsnog aan te nemen.
1. INLEIDING
1.1 Eerder onderzoek rondom ADHD en risicogedrag
Adolescenten vertonen in vergelijking met andere leeftijdsgroepen een verhoogde mate van risicogedrag (Steinberg, 2010). Personen met Attention-Deficit/Hyperactivity
Disorder (ADHD) laten een nog hogere mate van risicogedrag zien in vergelijking met
leeftijdsgenoten (Dekkers et al., 2016). Onderzoek heeft deze bevindingen in verschillende levensgebieden bevestigd, zo hebben adolescenten met ADHD een twee-en-een-half maal grotere kans om een middelenafhankelijkheid te ontwikkelen (Lee et al., 2011) en zijn zij vaker betrokken bij verkeersovertredingen en -ongevallen (Jerome, Habinski, & Segal, 2006). Hiernaast is beschreven dat personen met ADHD ook een twee-en-een-half keer zo groot risico hebben om gokproblemen te ontwikkelen (Faregh & Derevensky, 2011). Daarnaast zijn risicogedragingen bij personen met ADHD op seksueel gebied beschreven, zoals relatief infrequent condoom- en anticonceptiegebruik (Flory et al., 2006).
Behalve dat de relatie tussen ADHD en risicogedrag bekend is, blijkt ook een verband te bestaan tussen Quality Of Sleep (QOS) en ADHD-kenmerken (Paavonen et al., 2009). Dit uit zich bijvoorbeeld in toegenomen hyperactiviteit en impulsiviteit bij personen met een verminderde QOS (Paavonen et al., 2009). Ook bleken personen met een verminderde QOS een hogere mate van algehele ADHD-problematiek te ervaren (Paavonen et al., 2009). Opvallend is dat omgekeerd 70% van de adolescenten met ADHD milde tot ernstige slaapproblemen rapporteert (Cortese et al., 2013). Mensen met ADHD vermelden onder andere veel slaapinterrupties en –tekorten (Ming & Walters, 2014), wat weer kenmerkend is voor een gereduceerde QOS. Opmerkelijk in dit verband is dat personen zonder de diagnose ADHD, maar met slaapproblemen ADHD-kenmerken zoals concentratieproblemen lijken te ervaren (Owens, 2005). Meer in het algemeen rondom QOS, lijken co-morbiditeit en
medicatiegebruik bij ADHD op zich factoren die een rol kunnen spelen bij de lage QOS (Cortese et al., 2013), desalniettemin is er onzekerheid over het effect van ADHD medicatie op QOS. Zo blijkt uit ander onderzoek dat medicatiegebruik bij ADHD geen negatief effect heeft op QOS (Vigliano, et al., 2016).
Mogelijk is het verband tussen ADHD en QOS te verklaren door beperkingen in Executieve Functies (EF). Deze bestaan uit verschillende aspecten, namelijk inhibitie, werkgeheugen en cognitieve flexibiliteit en lijken te worden geregeld vanuit de prefrontale cortex (PFC; Prins & Braet, 2014). Kinderen met de diagnose ADHD, evenals een verminderde QOS, zijn in verband gebracht met het verminderd functioneren van de EF (Anderson & Platten, 2011; Martinussen et al., 2005; Prins & Braet, 2014; Steenari et al., 2003).
Het is aannemelijk dat deze tekorten in EF een rol spelen in de totstandkoming van risicogedrag. Uit onderzoek komt namelijk naar voren dat risicogedrag in verband staat met een disbalans tussen twee interactieve systemen (Steinberg, 2010). In de vroege adolescentie wordt gedrag met name bepaald door verhoogde activatie van het impulsieve, emotionele systeem. Dit systeem stimuleert reward seeking en impulsief gedrag. In deze periode is het reflectieve, controlerende systeem nog niet volledig ontwikkeld (Steinberg, 2010). Later neemt het risicogedrag af, waarschijnlijk ten gevolge van een meer gerijpt reflectief systeem (Steinberg, 2010). De twee interactieve systemen lijken deels overlappend met Executieve Functies (EF). Zo lijken ver ontwikkelde EF samen te hangen met het controlerende systeem, terwijl onderontwikkelde EF lijken samen te hangen met het impulsieve systeem (Hofmann, Schmeichel & Baddeley, 2012). Voortbordurend op de theorie van Steinberg (2010), lijkt het aannemelijk dat beperkingen in de EF, alleen al zouden kunnen leiden tot het vertonen van risicogedrag, mogelijk ten gevolge van een reductie in QOS, maar onafhankelijk van de diagnose ADHD.
Naast de verbanden van EF met zowel QOS als risicogedrag, is een relatie gevonden tussen risicogedrag en QOS. Vermindering in QOS lijkt te correleren met een verhoging van risicogedrag (Catrett & Gaultney, 2009; Womack et al., 2013). Zo is aangetoond dat insomnia in hoge mate correleert met het vertonen van risicogedrag (Catrett & Gaultney, 2009; Womack et al., 2013).
Nader onderzoek toont bovendien aan dat de negatieve correlatie tussen QOS en risicogedrag gemedieerd lijkt te worden door een verminderde activiteit in het ventro-mediale PFC (vm-PFC; Womack et al., 2013), en dus ook een verminderde activiteit van het controlerende systeem. Mogelijk duidt dit op een toegenomen impulsiviteit en daarmee ook tot een negatieve correlatie tussen een goede QOS en impulsiviteit.
1.2 Huidig onderzoek
Onderzoek heeft aangetoond dat personen met ADHD meer risicogedrag lijken te vertonen dan gezonde controles (Faregh & Derevensky, 2011; Flory et al., 2006; Jerome, Habinski, & Segal, 2006; Lee et al., 2011). Deze resultaten worden tevens gevonden bij kunstmatig gemanipuleerde risicotaken, waaronder de Balloon Analogue Risk Task (BART; Lejuez et al., 2002; Dekkers et al., 2016). In de huidige studie wordt gebruik gemaakt van de BART om risicogedrag te bepalen en wordt verwacht dat personen met ADHD significant meer risicogedrag laten zien op de BART in vergelijking met personen zonder ADHD (Figuur 1).
Daarnaast lijken personen met ADHD een negatievere QOS te ervaren dan gezonde controles (Cortese et al., 2013; Ming & Walters, 2014; Owens, 2005; Paavonen et al., 2009). Verwacht wordt dat personen met ADHD een verminderde mate van QOS tonen, aan de hand van de slaapvragenlijsten, Chronic Sleep Reduction Questionnaire (CSRQ; Meijer, 2008) en de Holland Sleep Disorder Questionnaire (HSDQ; Kerkhof et al., 2008) (Figuur 1). Ook lijkt
een verband aanwezig tussen QOS en risicogedrag (Catrett & Gaultney, 2009; Womack et al., 2013). Dit leidt tot de verwachting dat een goede QOS negatief samenhangt met risicogedrag. Op basis van deze verwachtingen kan een nieuwe hypothese worden opgesteld, namelijk dat de relatie tussen ADHD en risicogedrag gemedieerd wordt door QOS (Figuur 1).
De relatie van QOS en risicogedrag lijkt op zijn beurt gemedieerd te worden door verminderde activiteit in de vm-PFC (Womack et al., 2013), mogelijk duidend op een verhoogde impulsiviteit. Verwacht wordt dan ook dat de relatie tussen QOS en risicogedrag gemedieerd wordt door impulsiviteit. In deze mediatie wordt een negatieve samenhang verwacht tussen goede QOS en impulsiviteit en een positieve correlatie tussen impulsiviteit en risicogedrag (Figuur 1). Impulsiviteit wordt gemeten door middel van de Barratt
Impulsiveness Scale (BIS; Barratt, Lijffijt, & Moeller 2005).
In deze kleinschalige studie wordt onderzocht of en in welke mate een relatie aanwezig is tussen QOS en de mate van impulsiviteit en risicogedrag bij adolescenten met ADHD, gebruik makend van vragenlijsten en een computertaak (Figuur 1).
Figuur 1. Algehele model van het onderzoek. Waarbij ADHD samenhangt met risicogedrag, en gemedieerd wordt door Quality Of Sleep (QOS), wat op zijn beurt gemedieerd wordt door impulsiviteit.
2. METHODE EN MATERIALEN
2.1 Deelnemers
Het huidige onderzoek1 is een pilotstudie met 25 beoogde deelnemers verdeeld over twee groepen. Allen waren mannelijke adolescenten tussen de 12 en 17 jaar.1 De deelnemers van de ADHD-groep werden geworven vanuit het speciaal onderwijs op VMBO niveau. Deelnemers voor de controlegroep werden geworven vanuit het regulier onderwijs, tevens VMBO niveau. Beide groepen werden gescreend op ADHD-kenmerken aan de hand van de ADHD Vragenlijst (AVL; Scholte, & van der Ploeg, 2005), welke door de ouder(s)2 online ingevuld werd. Ook werd face-to-face een interview gehouden, namelijk de Diagnostic
Interview Schedule for Children (DISC-IV; Ferdinand & van der Ende, 2000). Deelnemers
kregen een financiële beloning voor de deelname, die verhoogd werd afhankelijk van de prestaties op de BART.
Kandidaat deelnemers uit de ADHD-groep dienden geen ADHD medicatie te gebruiken op de dag van de afname, indien zij hier niet aan konden voldoen werden zij geëxcludeerd. Daarnaast werden zij geëxcludeerd indien zij een score onder de subklinische range behaalde aan de hand van de handleiding van de AVL op de online screening of indien de zij niet voldeden aan de diagnose ADHD aan de hand van de DISC-IV, volgens de DSM-IV criteria. Kandidaat deelnemers uit de controlegroep werden geëxcludeerd indien zij een score voor ADHD in een subklinische range of hoger behaalden op de online screening, bepaald aan de hand van de handleiding van de AVL.
Daarnaast werd voor beide groepen als exclusiecriterium opgesteld een IQ onder de 80, bovendien moesten de ouders toestemming geven om deel te nemen aan het onderzoek.
1 Het huidige onderzoek, beschreven in deze these, is onderdeel van een overkoepelend promotieonderzoek. In het promotieonderzoek wordt
gekeken naar effecten van testosteron en cortisol. Om sekse-effecten tegen te gaan zijn enkel mannen opgenomen in het onderzoek.
2.2 Materialen
2.2.1 Screeningsinstrumenten
De ADHD-vragenlijst (AVL; Scholte & van der Ploeg, 2005) werd online ingevuld door de ouder(s) van de kandidaat deelnemer. De AVL (Scholte & van der Ploeg, 2005) screent op verschillende dimensies van ADHD-kenmerken. Het is opgebouwd uit twee schalen (1) aandachttekort en (2) hyperactiviteit en impulsiviteit. De vragenlijst bestaat uit 18 items, welke elk op een vijfpuntenschaal gescoord kunnen worden. Antwoordmogelijkheden zijn (1) niet of nauwelijks, (2) af en toe, (3) geregeld, (4) vaak en (5) zeer vaak. Voorbeeld items zijn “praat aan één stuk door” of “is vergeetachtig”. Een hogere score geeft een hogere mate van ADHD-kenmerken weer. Antwoorden dienen de gedragsaspecten van het kind te beoordelen in het voorafgaande halfjaar. COTAN beoordeelt de vragenlijst als voldoende tot goed (Egberink, Janssen, & Vermeulen, 2009-2016).
Bij kandidaat ADHD-groep deelnemers werd de Diagnostic Interview Schedule for
Children (DISC-IV; Ferdinand & van der Ende, 2000) bij de ouder(s) afgenomen. Dit werd
gedaan om de diagnose van ADHD te bevestigen. De DISC-IV screent op meer dan 30 psychiatrische stoornissen waaronder ADHD en is gebaseerd op de DSM-IV en ICD-10. De DISC-IV wordt gebruikt voor kinderen en adolescenten tussen de 0 en 17 jaar en bestaat uit ruim 3000 “Ja/Nee” vragen. De validiteit van de DISC-IV wordt als goed beschouwd (McGrath et al., 2000).
Ook werd een verkorte versie van de Wechsler Intelligence Scale for Children-III (WISC-III, Wechsler, 1991) afgenomen. De WISC-III is een intelligentie test voor kinderen tussen de 6 en 17 jaar. De subtests ‘Blokpatronen’ en ‘Woordenschat’ werden afgenomen. Onderzoek toont aan dat aan de hand van deze subtests een goede schatting gemaakt kan worden van het totale IQ (Legerstee et al., 2004). Het IQ van de deelnemer dient 80 of hoger te zijn om neveneffecten wegens beperkte cognitieve vermogens te voorkomen.
De sociaaleconomische status (SES) van de deelnemers werd bepaald aan de hand van de hoogst afgeronde opleiding van beide ouders. Opleidingen waren onderverdeeld in een zeven puntenschaal waarbij gold, (1) minder dan zes klassen van het lager onderwijs, (2) lager onderwijs, (3) verlengd lager onderwijs, (4) lager secundair onderwijs, (5) middelbaar secundair onderwijs, (6) hoger secundair onderwijs, hoger niet-universitair onderwijs en bachelor op universitair niveau en tot slot (7) een master of doctoraat in wetenschappelijk onderwijs. De somscore van beide ouders gold als SES van de deelnemer.
2.2.2 Quality of Sleep meetinstrumenten
Bij alle deelnemers werd de Chronic Sleep Reduction Questionnaire (CSRQ; Meijer, 2008) gebruikt. De vragenlijst is opgebouwd uit vier dimensies, (1) minder uren slaap, (2) irritatie, (3) verminderde energie en (4) slaperigheid. Het telt 20 items en elk item heeft drie antwoordmogelijkheden. Een hogere score betekent een lagere QOS. Voorbeeld items zijn ‘gaapt veel’ of ‘moeite met opstaan’. Uit onderzoek blijkt echter dat de CSRQ een goede betrouwbaarheid en validiteit heeft (Dewald et al., 2012).
Naast de CSRQ werd de Holland Sleep Disorder Questionnaire (HSDQ; Kerkhof et
al., 2012) afgenomen. Deze vragenlijst bestaat uit de 32 items, welke zes dimensies van
slaapstoornissen representeren, namelijk (1) insomnia, (2) hypersomnia, (3) parasomnia, (4)
restless legs syndrome of periodic limb movement disorder, (5) circadiaans ritme
slaapstoornissen en (6) slaap gerelateerde ademhalingsstoornissen. Alle items dienen beantwoord te worden op een vijf puntenschaal. Voorbeeld items zijn “ik heb overdag last van vermoeidheid” en “ik lig ’s nachts lang wakker”. Een hogere score duidt op een verminderde mate van QOS. Uit onderzoek blijkt dat de HSDQ een betrouwbare vragenlijst is voor QOS,
2.2.3 Impulsiviteit en risicogedrag meetinstrumenten
Impulsiviteit werd gemeten aan de hand van de Barratt Impulsiveness Scale (BIS; Barratt, Lijffijt, & Moeller 2005). De vragenlijst bestaat uit 30 items. Elk item kan op een vier puntenschaal gescoord worden, (1) nooit, (2) soms, (3) vaak of (4) altijd. Sommige items zijn
counter balanced opgesteld om bij een antwoord bias tegen te gaan. Een hogere score
indiceert een hogere mate van impulsiviteit. Onderzoek is gedaan naar de BIS, waaruit een goede betrouwbaarheid bleek, desalniettemin bleek de validiteit matig. Dit laatste, omdat in het algemeen beoordeling in de vorm van impulsieve gedragstaken een betere validiteit toont dan zelfrapportage lijsten zoals de BIS omtrent impulsief gedrag (Stanford et al., 2009).
In het onderzoek werd de Balloon Analogue Risk Task (BART; Lejuez et al., 2002) gebruikt om het risicogedrag van deelnemers te bepalen. Bij deze computertaak dienden de deelnemers een ballon op te pompen door middel van het herhaaldelijk indrukken van de spatiebalk. Elke pomp, dus druk op de spatiebalk, was één cent waard. Deze waarde werd weergeven in de ballon. Door de ballon verder op te pompen kon de deelnemer meer geld verdienen, maar tegelijk werd de kans dat de ballon knapte hoger met elke pomp. In de versie van de BART, gebruikt in de studie, is gekozen voor gestandaardiseerde en voorgeprogrammeerde knappunten van de ballonnen. Dit, zodat elke deelnemer dezelfde serie doorliep en om een mogelijk leereffect te minimaliseren. Indien een ballon knapte was de deelnemer de opgebouwde waarde van de ballon kwijt en werd begonnen met een nieuwe ballon. Indien er werd ‘gecasht’ voordat de ballon knapte, door middel van het indrukken van de shift knop, werd de opgebouwde waarde van de ballon bij het totaal van de deelnemer opgeteld. Ook dan werd begonnen met een nieuwe ballon. De opgebouwde gecasht waarde kon de deelnemer niet meer verliezen en werd uitbetaald na de sessie. Risicogedrag werd bepaald aan de hand van het gemiddeld aantal pompen bij gecashte ballonnen. Geknapte ballonnen werden niet meegenomen in de analyses. Uit onderzoek bleek dat de BART een
betrouwbare maat was om risicogedrag te bepalen. Samenhang was gevonden tussen scores op de BART en onder andere middelengebruik, gokproblemen, risicogedrag op seksueel gebied en delinquent gedrag (Lejuez et al., 2002).
2.3 Procedure
2.3.1 Voorafgaand aan de testafname
Voorafgaand aan de studie is deze goedgekeurd door de Ethische Commissie van de Universiteit van Amsterdam. Er werd informed consent gevraagd en verkregen van de (twee) instellingen, de ouder(s)2 en de deelnemers.
Indien op basis van de screening een kandidaat deelnemer geëxcludeerd moest worden werd de deelnemer en de ouder(s) telefonisch benaderd en uitleg gegeven. Selectie van de scholen was op basis van bereidwilligheid.
De geschatte tijdsinvestering voor een deelnemer werd geschat op vijf uur, voor de ouders uit de ADHD-groep 2.75 uur en voor de ouders uit de controlegroep 45 minuten. Alle afspraken met de deelnemers vonden in de middags plaats in verband met parallel lopend onderzoek1. Afspraken met ouder(s) vonden plaats in overleg met de ouder(s).
2.3.2 Beloop van testafname
Na de initiële interesse van de kandidaat deelnemers volgde een telefonische intake met ouder(s). In deze intake werd aangegeven wat van de ouder en de deelnemer verwacht werd. Ook de online vragenlijst en de noodzaak deze zorgvuldig in te vullen werd besproken. Ouders van kandidaat deelnemers uit de ADHD-groep werd voorgehouden dat zij een grote rol zouden hebben in het onderzoek. Het semigestructureerd interview, dat ongeveer twee uur in beslag zou nemen, werd beschreven. Ook werd ingegaan op de financiële beloning aan de deelnemers en de voorwaarden waaraan deelnemers zich dienden te houden ten tijde van het
onderzoek. Een belangrijk voorbeeld hiervan is dat deelnemers op de dag van een sessie geen medicatie mochten gebruiken, indien dit niet mogelijk was werden de deelnemers geëxcludeerd. Deze voorwaarde was opgesteld om “puur” ADHD-gedrag bewerkstelligen. Daarnaast werden demografische gegevens uitgevraagd en vastgelegd.
Aan het eind van de telefonische intake werd opnieuw, expliciet, aan de ouders gevraagd om bevestiging van deelname van de adolescent aan het onderzoek. Indien deze werd verkregen werd een internetlink opgestuurd. Via de internetlink konden ouders online toestemming geven voor deelname. Verder gaf de link toegang tot de online AVL en de mogelijkheid om deze in vullen.
Na de beoordeling van de AVL, en indien deelnemers niet werden geëxcludeerd, volgde de planning van de eerste sessie. Tijdens deze eerste sessie vond een verkorte intelligentie test van de kandidaat deelnemers plaats. Parallel aan de eerste sessie werd bij de ouders de DISC-IV afgenomen. Aan de hand van de verkorte intelligentie test, of de parallelle DISC-IV sessie kon de kandidaat deelnemer alsnog geëxcludeerd worden.
In de tweede sessie werd de BART uitgevoerd door elke deelnemer. Als voorbereiding voor de BART werden de instructies op het computerscherm hardop voorgelezen waarna gecontroleerd werd of de deelnemer de instructies had begrepen. Aansluitend volgden twee oefenblokken met eerst drie en daarna vijf items om de ballon gecontroleerd op te pompen met de spatiebalk. In het eerste oefenblok lag de nadruk op het oppompen. Voorafgaand aan de tweede oefensessie werd uitgelegd hoe de deelnemer de opgebouwde waarde in de ballon kon cashen. In de tweede oefensessie werd ook het cashen van opgebouwde waarde geoefend. De resultaten van de oefenblokken telden niet mee voor de beoordeling of eventuele beloning.
Nadat de twee oefenblokken waren afgerond begon het werkelijke testen en werden geen instructies meer gegeven. Elke deelnemer kreeg 30 ballonnen. Op de helft was een
gestandaardiseerde rustperiode van drie minuten ingesteld. Na afloop van de taak werd de deelnemer gecomplimenteerd omtrent zijn prestatie en werd de balans van de opgebouwde waarde opgeschreven.
Na afloop van de BART werden de BIS, de CSRQ en de HSDQ afgenomen. De vragenlijsten werden aan de hand van een vooropgesteld counterbalanced schema aan de deelnemer aangeboden. De instructies van de vragenlijsten werden hardop voorgelezen, waarna gecontroleerd werd of de deelnemer de instructies had begrepen.
Na afloop van de tweede sessie werden de deelnemers bedankt en betaald voor hun deelname aan het onderzoek. Deelnemers kregen de standaard beloning van twintig euro, met daarbovenop de balans van de opgebouwde waarde uit de BART.
2.4 Statistische testen
Voorafgaand aan de studie is een power-analyse uitgevoerd om de benodigde aantal proefpersonen te bepalen. Dit is gebeurd aan de hand van de meta-analyse van Dekkers et al. (2016). In de meta-analyse is een small tot medium effectsize gevonden omtrent risicogedrag bij adolescenten met ADHD, Cohen’s d = .36. Onderzoek toont aan dat de gevonden
effectsize voor Cohen’s f 2
= .03 (Cohen, 1988). In de power-analyse wordt een α = .05 en β = .80 aangehouden. Het huidige onderzoek bestaat uit drie predictoren en vier responsvariabelen. De predictoren zijn respectievelijk (1) diagnose ADHD, (2) QOS en (3) impulsiviteit. De responsvariabelen zijn de (1) CSRQ, (2) HSDQ, (3) BIS en (4) BART. Impulsiviteit en QOS zijn zowel predictoren als responsvariabelen, mede doordat mediatie-analyses zijn uitgevoerd.
Na uitvoering van een G-power analyse voor een MANOVA bleek dat theoretisch 182 deelnemers nodig zouden zijn voor het huidige onderzoek bij de gevonden effectsize. De huidige studie, als onderdeel van het overkoepelend promotie onderzoek,1 werd ondanks beperkte power en in overweging nemende beschikbare mogelijkheden en middelen, als een pilot opgezet met in totaal 25 deelnemers, waarbij eventueel geëxcludeerde of uitvallende deelnemers niet werden vervangen.
Als deel van de analyse van de resultaten werd de MANOVA (F) gebruikt om te verifiëren dat de twee groepen evenredig verdeeld waren op sociaaleconomische status (SES), leeftijd en intelligentie. Dit is gedaan met SES, leeftijd en intelligentie als afhankelijke variabelen en de groep als onafhankelijke variabele. Daarnaast werd gecontroleerd op outliers in de CSRQ, HSDQ, BIS en BART resultaten, met de Median Absolute Deviation (MAD; Leys et al., 2013).
Om de relatie tussen de groepen en risicogedrag te onderzoeken werd een ANCOVA (F) uitgevoerd, met de groepen als onafhankelijke variabelen en de BART score als afhankelijke variabele. Een MANCOVA werd uitgevoerd om de relaties tussen de groepen met de CSRQ en HSDQ, oftewel QOS, te bestuderen. Hierbij waren de groepen opgenomen als onafhankelijke variabelen en de CSRQ en HSDQ als afhankelijke variabelen. Leeftijd en SES zijn in deze analyses opgenomen als covariaten. Omdat bekend is dat statistische en methodologische complicaties kunnen optreden bij het gebruik van IQ als covariaat bij neurobiologische ontwikkelingsstoornissen (Dennis et. al., 2009) is gekozen om de analyses zowel met als zonder IQ als covariaat uit te voeren.
Een mediatie-analyse werd uitgevoerd om te onderzoeken of de relatie tussen ADHD en risicogedrag gemedieerd werd door QOS. Hierbij werden twee onafhankelijke linear
regressions uitgevoerd, waarbij één analyse werd uitgevoerd met de CSRQ en de andere met
de HSDQ als afhankelijke variabele. In beide linear regressions werden de groepen opgenomen als onafhankelijk variabele. Vervolgens werden wederom twee linear regressions uitgevoerd, in de eerste analyse de BART als afhankelijke variabele en CSRQ en de groepen als onafhankelijke variabelen. In de tweede werden HSDQ en groepen opgenomen als onafhankelijke variabelen. Om te bepalen of het effect van de groepen significant gemedieerd werd, was een Aroian-test uitgevoerd. In de mediatie-analyse werd tevens de relatie tussen QOS, aan de hand van de CSRQ en HSDQ, ten opzichte van risicogedrag, weergeven. In deze analyses werden geen covariaten opgenomen.
Om de relatie tussen QOS met impulsiviteit te bepalen, werd een multiple regression uitgevoerd, waarbij de CSRQ en HSDQ werden opgenomen als onafhankelijke variabelen en de BIS als afhankelijke variabele. Ook in de multiple regression werden geen covariaten opgenomen.
Om de relaties tussen de CSRQ en HSDQ met de BART te bestuderen, met impulsiviteit als mediator, werden mediatie-analyses uitgevoerd. Opnieuw werden twee onafhankelijke linear regressions uitgevoerd, één met de CSRQ en één met de HSDQ als de onafhankelijke variabele. De BIS was in beide gevallen de afhankelijke variabele. Vervolgens werden linear regressions uitgevoerd met de CSRQ en de BIS als onafhankelijke variabelen en de BART als afhankelijke variabele. Hierna nogmaals, met de HSDQ en de BIS als onafhankelijke variabelen en de BART als afhankelijke variabele. Om te bepalen of het effect van de groepen significant gemedieerd werd, werd een Aroian-test uitgevoerd. Uit de
17 mediatie-analyse werd tevens de relatie tussen impulsiviteit, de BIS, met risicogedrag, weergeven. In deze analyses werden geen covariaten opgenomen.
3. RESULATEN
Van de initiële 25 kandidaat deelnemers hebben 15, met leeftijden tussen 12 en 16 jaar, de studie volledig doorlopen. Er zijn 10 geëxcludeerd, waarvan zeven uit de ADHD-groep en drie uit de controleADHD-groep. Tijdens de online AVL screening bleek dat twee kandidaat deelnemers uit de ADHD-groep onder de subklinische range scoorden. Drie kandidaat deelnemers zijn op basis van een IQ onder de 80 uitgevallen en één deelnemer vanwege discrepantie tussen de uitkomsten van de DISC-IV en de diagnose ADHD. Eén kandidaat deelnemer werd geëxcludeerd wegens beperkte visuele vermogens. Ook hebben drie deelnemers de studie niet afgemaakt vanwege schoolverplichtingen, zij gaven aan alsnog lessen en studeren te prefereren boven deelname aan de studie.
Bij drie deelnemers zijn delen van data met betrekking tot risicogedrag verloren gegaan. Bij de BART was dit eenmaal wegens computer problemen, andermaal omdat er onvoldoende tijd beschikbaar was voor het afnemen van de BART.
3.1 Deelnemers
Van de 15 deelnemers bevonden er zeven zich in de ADHD-groep en acht in de controlegroep. De gemiddelde leeftijd was 14,3 jaar (sd = .96) en het gemiddelde IQ 95,00 (sd = 6.18). Er werden geen verschillen tussen de twee groepen gevonden op het gebied van SES
Tabel 1.
Gemiddelden van Sociaaleconomische Status (SES), IQ en leeftijd over de twee groepen Groep ADHD (N = 7) Controle (N = 8) Demografische gegevens M sd M sd SES 5.07 .78 5.81 .84
(p = .10), IQ (p = .33) en leeftijd (p = .58) (Tabel 1).
De scores van de CSRQ en HSDQ bleken in hoge mate te correleren, r = .75, p < .001 (Figuur 2). De vragenlijsten lijken met elkaar samen te hangen. De MAD-analyses toonden geen outliers in de CSRQ, HSDQ, BIS of BART scores.
Zoals vermeld zijn de data van de BART bij twee deelnemers verloren gegaan. De data van de CSRQ en HSDQ van deze deelnemers waren wel beschikbaar, waardoor op basis van de verschillende de sample size post hoc besloten werd om de analyses te splitsen.
3.2 Relatie tussen ADHD en risicogedrag
De scores behaald op de BART door de ADHD-groep bleken niet significant verschillend van de controlegroep, F(1,8) = .21, p = .66, η2 = .03 (Tabel 2). Het weglaten van intelligentie als covariaat, leidt niet tot andere uitkomsten, F(1,9) = .24, p = .63, η2 = .03. Deze uitkomsten liggen niet in de lijn met de verwachting.
Figuur 2. Scatterplot van de relatie van de scores op de Chronic Sleep Reduction Questionnaire (CSRQ) en de Holland Sleep Disorder Questionnaire (HSDQ). Er is sprake van een samenhang, r = .75, p < .001.
30 40 50 60 70 80 90 100 20 25 30 35 40 45 50 H SD Q CSRQ
3.3 Relatie tussen ADHD en QOS
De multiple regression, waarbij de CSRQ en HSDQ als onafhankelijke variabelen zijn opgenomen, toonde, F(2,9) = .96, p = .42, η2 = .18, waaruit bleek dat de groepen niet verschilden op het gebied van de CSRQ en HSDQ. Dezelfde, niet significante, resultaten werden ook gevonden indien IQ niet als covariaat werd opgenomen, F(2,10) = 1.00, p = .40, η2 = .17. Wanneer in plaats van gebundeld onafhankelijk naar de individuele vragenlijsten
werd gekeken, leken er geen verschillen tussen de groepen op de CSRQ, F(1,10) = 1.79, p = .21, η2 = .15, (Figuur 3a; Tabel 2) evenals er geen verschillen bleken op de HSDQ, F(1,10) = 1.79, p =.21, η2 = .15 (Figuur 3b; Tabel 2). Deze balans over de groepen bleef ook aanwezig wanneer IQ niet werd meegenomen als covariaat. Voor de CSRQ gold, F(1,11) = 1.77, p = .21, η2 = .14, voor HSDQ gold, F(1,11) = 1.90, p = .20, η2 = .15. De resultaten lijken de verwachtingen tegen te spreken.
Tabel 2.
Gemiddelde scores van de responsvariabelen, Balloon Analogue Risk Task (BART), Chronic Sleep Reduction Questionnaire (CSRQ), Holland Sleep Disorder Questionnaire (HSDQ) en de Barratt Impulsiveness Scale (BIS) over beide condities.
Groep ADHD Controle Meetinstrument N M sd N M sd BART 5 34.46 13.88 8 35.15 10.33 CRSQ 7 39.14 6.82 8 32.38 6.57 HSDQ 7 69.29 16.42 8 54.25 7.81 HSDQ per item 7 2.17 .51 8 1.70 .24 BIS 7 69.71 5.02 8 62.38 4.87
3.4 Relatie tussen QOS en Risicogedrag, en mediatie-effect van QOS tussen ADHD en risicogedrag
Ondanks het uitblijven van verschillen tussen groep, risicogedrag en QOS werden confirmatief de verdere mediatie-analyses uitgevoerd, waarin de relatie van de groep op risicogedrag gemedieerd zou worden door QOS. Uit de linear regression bleek, B = 6.77, sd = 3.46, p = .07, R2 = .48. Dit betekent dat de ADHD-groep gemiddeld 6.77 punten hoger scoorde op de CSRQ dan de controlegroep. Hoewel dit verschil niet significant is, lijkt er echter een trend aanwezig. Dit is tegenstrijdig met de analyse waarbij de relatie tussen de groep en QOS werd onderzocht. Uit de volgende linear regression bleek, B = .60, sd = .58, p =.33, R2 = .31. Hier blijkt dat scores op de CSRQ niet correleren met scores op de BART. Uit de Aroian-test bleek, Aroian-test = .83, sd = 4.88, p = .41. Dit betekent dat de relatie van de Figuur 3a: Spreiding van de scores op de Chronic Sleep Reduction Questionnaire (CSRQ) tussen beide groepen in een boxplot. Er lijkt geen verschil aanwezig tussen de groepen. (grijs: ADHD-groep, N = 7 en wit: controlegroep, N = 8). Figuur 3b: Spreiding van de scores op de Holland Sleep Disorder Questionnaire (HSDQ) tussen beide groepen in een boxplot. Er lijkt geen verschil aanwezig tussen de groepen. (grijs: ADHD-groep, N = 7 en wit: controlegroep, N = 8).
groep op de BART niet gemedieerd wordt door de scores op de CSRQ. Dit valt ook niet in lijn met de verwachtingen.
De tweede mediatie-analyse met de HSDQ is ook confirmatief uitgevoerd. Uit de
linear regression bleek, B = 15.04, sd = 6.49, p = .04, R2 = .29. Dit betekent dat de ADHD-groep 15.04 punten hoger scoort op de HSDQ dan de controleADHD-groep. Dit verschil is significant en daarmee tegenstrijdig met de uitkomsten van de relatie tussen de groep en QOS. In de volgende linear regression bleek, B = .49, sd = .29, p = .12, R2 = .22. Hierin werd geen correlatie gevonden tussen de scores behaald op de HSDQ en de BART. Uit de Aroian-test bleek, Aroian-test = 1.28, sd = 5.70, p = .20, dat er geen mediatie-effect was van de HSDQ op de relatie tussen de groep en BART. Ook dit valt niet in lijn met de verwachtingen.
3.5 Relatie tussen QOS en impulsiviteit
Uit de multiple regression analyse bleek, B = .26, sd = .33, p = .44 voor CSRQ en B = .12, sd = .36, p = .44 voor de HSDQ. Dit betekent dat er geen samenhang is gevonden tussen scores op de HSDQ en CSRQ met de BIS. Voor de multiple regression gold R2 = .27. Ook deze gevonden resultaten vallen niet in lijn met de verwachting.
3.6 Relatie tussen impulsiviteit en risicogedrag, en mediatie-effect van impulsiviteit tussen QOS en risicogedrag
Ondanks het uitblijven van relaties tussen QOS en impulsiviteit zijn confirmatieve mediatie-analyses uitgevoerd. De linear regression met de BIS als afhankelijke variabele en de CSRQ als onafhankelijke variabele toonde, B = .03, sd = .23, p = .91, R2 = .03. Er is geen correlatie gevonden tussen de CSRQ en de BIS. Dit is in lijn met de resultaten uit de multiple
regression, echter inconsistent met de verwachting. Uit de volgende linear regression bleek,
en BART. Uit de Aroian-test bleek, Aroian-test = -.06, sd = .14, p = .96 en kon geconcludeerd worden dat de relatie tussen de CSRQ en de BART niet werd gemedieerd door de BIS.
Ook werd een mediatie-analyse uitgevoerd met de HSDQ. Uit de linear regression bleek, B = .23, sd = .13, p = .09, R2 = .23, waaruit een positieve trend aanwezig lijkt tussen de HSDQ en de BIS. Dit lijkt tegenstrijdig met de resultaten van de multiple regression, echter in lijn met de verwachting. Uit de volgende linear regression blijkt B = -.46, sd = .60, p = .46,
R2 = .13, wat betekent dat geen samenhang was gevonden tussen de BIS en de BART. Uit de Aroian-test bleek, Aroian-test = -.62, sd = .17, p = .53. Dit hield in dat er geen mediatie-effect was gevonden van de BIS op de relatie tussen HSDQ en de BART.
4. CONCLUSIE EN DISCUSSIE
Deze studie onderzocht of de relaties tussen QOS, risicogedrag en impulsiviteit bij adolescenten met ADHD anders was dan bij adolescenten zonder ADHD. Het huidige onderzoek kon deze relaties niet aantonen.
Uit de analyses bleken geen verschillen tussen de groepen te zijn op de mate van risicogedrag en QOS, wat de verwachting tegen sprak. Er lijkt wel een discrepantie aanwezig bij de relatie tussen ADHD en QOS. Zo werd bij het toevoegen van de covariaten leeftijd, IQ en SES geen verschil tussen de groepen gevonden. Dit was niet het geval bij de analyses waarbij deze covariaten niet werden opgenomen, waarbij wel een trend gevonden werd, evenals een significant verschil, waarbij de ADHD-groep een slechtere QOS leek te ervaren dan de controlegroep.
Daarnaast bleek geen relatie aanwezig tussen QOS en risicogedrag. Ook bleek QOS geen mediator in de relatie tussen ADHD en risicogedrag, wat de verwachtingen tegen sprak.
Uit de analyses die de relatie tussen QOS en impulsiviteit blootlegden werd tevens een discrepantie gevonden. Een negatieve trend tussen QOS en impulsiviteit leek aanwezig bij een individuele vergelijkingen van de HSDQ. Dit effect leek te verdwijnen wanneer de CSRQ en HSDQ gebundeld geanalyseerd werden in de multiple regression. Dit was opvallend, gezien de grote correlatie tussen de vragenlijsten.
Tot slot leek impulsiviteit niet te correleren met risicogedrag, evenals het niet leek te fungeren als mediator in de relatie tussen QOS en risicogedrag. Ook dit was niet in lijn met de verwachtingen.
De resultaten van de huidige studie spreken eerdere onderzoeken tegen. Mogelijk komen deze tegenstrijdige resultaten voort uit enkele beperkingen in het huidige onderzoek. Zo is er in de huidige studie sprake van een kleine sample en daarmee een beperkte power. Door beperkte power zijn uitspraken op basis van de resultaten beperkt betrouwbaar en valide en dienen met voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden. Het overkoepelende onderzoek1 zal langer doorlopen en zodoende meer deelnemers opnemen. Mogelijk heeft dit een effect op de resultaten en zal blijken dat ADHD wel samenhangt met risicogedrag, dan wel QOS.
Daarnaast lijken er enkele beperkingen omtrent de ecologische validiteit. Gedragstaken met betrekking tot impulsiviteit beogen een grotere (ecologische) validiteit te hebben dan zelfrapportage vragenlijsten (Stanford et al., 2009). Zelfrapportagelijsten geven in verminderde mate een objectief beeld van gedrag, mogelijk voortkomend uit een beperkt zelfinzicht of sociaal wenselijke antwoorden. Dit geldt zowel voor de QOS als de mate van impulsiviteit. Mogelijk biedt dit een verklaring voor het niet uitkomen van de verwachtingen. In de toekomst zou een gedragstaak, zoals Go/No-go tasks, kunnen worden opgenomen om de mate van impulsiviteit te bepalen en een objectiever beeld van de mate van impulsief gedrag van de deelnemer te verkrijgen.
QOS werd in de huidige studie bepaald aan de hand van zelfrapportagelijsten. Een meting aan de hand van Event-related Potentials (ERP’s) is een mogelijkheid om QOS nog objectiever te onderzoeken. Onderzoek heeft uitgewezen dat personen met een verminderde QOS een gereduceerde corticale activiteit vertonen ten opzichte van personen met een goede QOS. (Witkowski et al., 2015). Een ander alternatief om QOS objectief te bepalen is door middel van een Actiwatch (Lichtstein et al., 2006). De Actiwatch meet de activiteit, lichtinval en het slaapritme van een persoon. Zo is de Actiwatch in staat het circadiaans ritme van een persoon vast te stellen.
Bij een verstoring in het circadiaans ritme kan men spreken van een verminderde QOS. Zo zijn er slaapstoornissen verbonden aan het circadiaanse ritme van een persoon (APA, 2000).
Ook in de gekozen risicotaak lijken er beperkingen in de validiteit. Ondanks dat de BART veelvuldig is bestudeerd en de validiteit als goed wordt beschouwd, zijn er vraagtekens gezet bij het gebruik van deze taak bij adolescenten (Aklin et al., 2005). Gelijkende relaties zijn gevonden bij adolescenten en volwassenen, echter lijkt een ethisch conflict omtrent de financiële beloning. Om dit ethische conflict op te lossen is een jeugd versie ontwikkeld van de BART (BART-Y; Lejuez et al., 2007). In deze versie werd geen financiële beloning aan de deelnemers geboden, maar punten. Afhankelijk van het puntenaantal werd een kleine, gemiddelde of grote prijs aan de deelnemer uitgereikt, ook was er een mogelijkheid om een bonusprijs te winnen. Uit onderzoek blijkt dat de BART-Y een goede maat is om risicogedrag bij adolescenten te bepalen, r = .7, waarmee BART-Y scores 27,6% van de variantie verklaren van het risicogedrag bij die deelnemer in die test omstandigheden (Lejuez et al., 2007). Potentieel is de BART-Y een meer valide test dan de BART, en daarmee in staat om subtielere verschillen in risicogedrag aan te tonen, zelfs bij de gebruikte sample size. Mogelijk zijn de gevonden resultaten uit de BART in mindere mate een betrouwbare indicatie van het werkelijke risicogedrag van de deelnemer.
Eerdere onderzoeken tonen ook wisselende resultaten omtrent risicogedrag bij de verschillende subtypes van ADHD. Enerzijds wordt het gecombineerde type in verband gebracht met een hogere mate van risicogedrag dan het inattentieve type (Skogli et al., 2014), terwijl anderzijds het hyperactieve/impulsieve subtype in verband wordt gebracht met een hogere mate van risicogedrag in vergelijking met de andere subtypes (Toplak et al., 2005).
Daarnaast heeft onderzoek aangetoond dat comorbide stoornissen een rol kunnen spelen in de mate van risicogedrag (Cortese et al., 2013). Mogelijk zouden deelnemers met comorbide de stoornis Conduct Disorder (CD) een hogere mate van risicogedrag vertonen dan personen met een comorbide angststoornis. Delinquent gedrag, kenmerkend voor risicogedrag, is immers als criteria opgesteld voor de diagnose CD (APA, 2000). Daarentegen vermijden personen met angststoornissen situaties die als beangstigend kunnen zijn (APA, 2000). In de huidige studie is geen rekening gehouden met subtypes en comorbiditeit onder andere vanwege de beperkte sample size. In het overkoepelende onderzoek wordt hier echter wel rekening mee te houden.
Ondanks het feit dat de resultaten niet in lijn vallen met de verwachtingen, lijken er trends, dan wel significante verschillen aanwezig te zijn tussen de groepen op de mate van QOS, en tussen QOS en impulsiviteit. Met de beperkingen van deze pilotstudie in het achterhoofd wordt verwacht dat de uitkomsten van eerdere onderzoeken betrouwbaarder zijn dan de huidige studie en lijkt het nog steeds aannemelijk dat ADHD samenhangt met risicogedrag en een verminderde mate van QOS.
Indien toekomstig onderzoek de relaties tussen onder andere ADHD, QOS en risicogedrag nader bepaalt, kan behandeling mogelijk veranderd worden. Hedendaags is de behandeling voor ADHD gefocust op medicatie. Desalniettemin is de rol van QOS tot op heden onduidelijk, hoe wel medicatie wellicht een onafhankelijk en negatieve factor in QOS zou kunnen zijn. Mogelijk verklaart QOS de mate van risicogedrag beter dan ADHD en kunnen slaapstoornissen, zoals circadiaanse ritmestoornissen, risicogedrag faciliteren. Potentieel zou het stabiliseren van het circadiaanse ritme hetzelfde effect teweeg kunnen brengen als medicatiegebruik bij ADHD en zal de stabilisatie de mate van risicogedrag doen
afnemen. Het stabiliseren van het circadiaans ritme lijkt een laagdrempeligere, evenals goedkopere insteek om risicogedrag, al dan niet in combinatie met ADHD, te reduceren. 5. Literatuurlijst
Aklin, W. M., Lejuez, C. W., Zvolensky, M. J., Kahler, C. W., & Gwadz, M. (2005). Evaluation of Behavioral Measures of Risk Taking Propensity with Inner City Adolescents. Behaviour Research and /therapy, 43(2), 215-228.
American Psychiatric Association (2000). Diagnostic Statistical Manual of Mental Disorders,
4th ed., text revised. Washington, DC: American Psychiatric Association.
Anderson, C., & Platten, C.R. (2011). Sleep Deprivation Lowers Inhibition and Enhances Impulsivity to Negative Stimuli. Behavioural Brain Research, 217, 463-466.
Barratt, E. S., Lijffijt, M., & Moeller, F. G. (2005). When does Impulsivity become Pathologic. Psychiatric Times, 22(8), 23-26.
Catrett, C.D., & Gaultney, J.F. (2009). Possible Insomnia Predicts Some Risky Behaviors Among Adolescents When Controlling for Depressive Symptoms, The Journal of
Genetic Psychology, 170(4), 287-309.
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. Hillsdale, New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates
Cohen, J. (1992). A power primer. Psychological bulletin, 112(1), 155.
Cortese, S., Brown, T.E., Corkum, P., Gruber, R., O’Brien, L.M., Stein, M., Weiss, M., & Owens, J. (2013). Assessment and Management of Sleep Problems in Youths with Attention-Deficit/Hyperactivity Disorder. Journal of the American Academy of Child
Dekkers, T.J., Popma, A., Agelink van Rentergem, J., Bexkens, A. & Huizenga, H.M. (2016). Risky Decision Making in ADHD: a meta-regression analysis. Clinical Psychology
Review, 45, 1-16.
Dennis, M., Francis, D. J., Cirino, P. T., Schachar, R., Barnes, M. A., & Fletcher, J. M. (2009). Why IQ is Not a Covariate in Cognitive Studies of Neurodevelopmental Disorders. Journal of the International Neuropsychological Society, 15(3), 331-343. Dewald, J.F., Short, M.A., Gradisar, M., Oort, F.J., & Meijer, A.M. (2012). The Chronic
Sleep Reduction Questionnaire (CSRQ): a Cross-Cultural Comparison and Validation in Dutch and Australian Adolescents. Journal of Sleep Research, 21, 584-594.
Egberink, I.J.L., Janssen, N.A.M., & Vermeulen, C.S.M. (2009-2016). COTAN
Documentatie. Amsterdam: Boom test uitgevers.
Faregh, N, & Derevensky, J. (2010). Gambling Behavior Among Adolescents with Attention Deficit/Hyperactivity Disorder. Journal of Gambling Studies, 27(2), 243-256.
Ferdinand, R.F., & Van der Ende, J (2000). NIMH-DISC-IV: Diagnostic Interview Schedule
for Children. Geautoriseerde Nederlandse vertaling.
Flory, K., Molina, B.S.G., Pelham, Jr., W.E., Gnagy, E., & Smith, B. (2006). Childhood ADHD Predicts Risky Sexual Behavior in Young Adulthood. Journal of Clinical
Child & Adolescent Psychology, 35(4), 571-577.
Hofmann, W., Schmeichel, B. J., & Baddeley, A. D. (2012). Executive functions and self-regulation. Trends in Cognitive Sciences, 16(3), 174-180.
Jerome, L., Habinsky, L., & Segal, A. (2006). Attention-Deficit/Hyperactivity Disorder (ADHD) and Driving Risk: A Review of the Literature and a Methodological Critique.
Kerkhof, G.A., Geuke, M.E., Brouwer, A., Rijsman, R.M., Schimsheimer, R.J., & Van Kasteel, V. (2012). A New Sleep Disorders Questionnaire Based on the International Classification of Sleep Disorders-2. Journal of Sleep Research, 22, 104–7.
Lee, S.S., Humphreys, K.L., Flory, K., Liu, R., & Glass, K. (2011). Prospective Association of Childhood Attention-Deficit/Hyperactivity Disorder (ADHD) and Substance Use and Abuse/Dependence: A meta-analytic review. Clinical Psychology Review, 31, 328-341.
Legerstee, J. S., van der Reijden-Lakeman, I. A., Lechner-van der Noort, M. G., & Ferdinand, R. F. (2004). Bruikbaarheid Verkorte Versie WISC-RN in de Kinderpsychiatrie. Kind
en Adolescent, 25(4), 178-182.
Lejuez, C.W., Aklin, W., Daughters, S., Zvolensky, M., Kahler, C., & Gwadz, M. (2007). Reliability and Validity of the Youth Version of the Balloon Analogue Risk Task (BART–Y) in the Assessment of Risk-Taking Behavior Among Inner City Adolescents. Journal of Clinical Child & Adolescent Psychology, 36(1), 106-111. Leijuez, C.W., Read, J.P., Kahler, C.W., Richards, J.B., Ramsey, S.E., Stuart, G.L., Strong,
D.R., & Brown, R.A. (2002). Evaluation of a Behavioral Measure of Risk Taking: The Balloon Analogue Risk Task (BART). Journal of Experimental Psychology, 8(2), 75-84.
Leys, C., Ley, C., Klein, O., Bernard, P., & Licata, L. (2013). Detecting outliers: Do not use Standard Deviation Around the Mean, use Absolute Deviation around the Median. Journal of Experimental Social Psychology, 49(4), 764-766.
Martinussen, R., Hayden, J., Hogg-Johnson, S., & Tannock, R. (2005). A meta-analysis of Working Memory Impairments in Children with Attention-Deficit/Hyperactivity Disorder. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 44(4), 377-384.
McGrath, Handwerk, Armstrong, Lucas, & Friman (2000). The Validity of the ADHD Section of the Diagnostic Interview Schedule for Children. Behavior Modification,
28(3), 349-374.
Meijer, A.M. (2008). Chronic Sleep Reduction, Functioning at School and School Achievement in Preadolescents. European Sleep Researcht Society, 17, 395-405.
Ming, X., & Walters, A.S. (2009). Autism Spectrum Disorders, Attention Deficit/Hyperactivity Disorder, and Sleep Disorders. Current Opinion in Pulmonary
Medicine, 15(6), 578–584.
Owens, J.A. (2005). The ADHD and Sleep Conundrum: A Review. Journal of Developmental
and Behavioral Pediatrics, 26(4), 312-322.
Paavonen, E.J., Raïkönen K., Lahti, J., Komsi, N., Heinonen, K., Pesonen, A-K., Järvenpää, A-L., Strandberg, T., Kajantie, E., & Porkka-Heiskanen, T.(2009). Short Sleep Duration and Behavioral Symptoms of Attention-Deficit/Hyperactivity Disorder in Healthy 7- to 8- Year-Old Children. Pediatriscs, 123(5), 857-864.
Prins en Braet, (2014). Handboek Klinische Ontwikkelingspsychologie (2nd ed.). Houten, Nederland: Bohn Stafleu van Loghum.
Scholte, E. M., & Ploeg, J. D. (2005). ADHD-vragenlijst (AVL): handleiding. Bohn Stafleu Van Loghum.
Skogli, E. W., Egeland, J., Andersen, P. N., Hovik, K. T., & Øie, M. (2014). Few Differences in Hot and Cold Executive Functions in Children and Adolescents with Combined and Inattentive Subtypes of ADHD. Child Neuropsychology, 20(2), 162-181.
Steenari, M-R., Vuontela, V., Paavonen, E.J., Carlsen, S., Fjällberg, M., & Aronen, E.T. (2003). Working Memory and Sleep in 6- to 13-Year-Old Schoolchildren. Journal of
Stanford, M.S., Mathias, C.W., Dougherty, D.M., Lake, S.L., Anderson, N.E., & Patton, J.H. (2009). Fifty years of the Barratt Impulsiveness Scale: An Update and Review.
Personality and Individual Differences 47, 385–395
Steinberg, L. (2010). A Dual Systems Model of Adolescent Risk Taking. Developmental
Psychobiology, 52(3), 216-224.
Toplak, M. E., Jain, U., & Tannock, R. (2005). Executive and Motivational Processes in Adolescents with Attention-Deficit-Hyperactivity Disorder (ADHD).Behavioral and
Brain Functions, 1(1), 1.
Vigliano, P., Galloni, G. B., Bagnasco, I., Delia, G., Moletto, A., Mana, M., & Cortese, S. (2016). Sleep in Children with Attention-Deficit/Hyperactivity Disorder (ADHD) Before and After 6-month Treatment with Methylphenidate: a pilot study. European
Journal of Pediatrics, 175(5), 695-704.
Wechsler, D. (1991). WISC-III: Wechsler intelligence scale for children: Manual. Psychological Corporation.
Witkowski, S., Trujillo, L.T., Sherman, S.M., Carter, P., Matthews, M.D., & Schnyr, D.M. (2015). An Examination of the Association between Chronic Sleep Restriction and Electrocortical Arousal in College Students. Clinical Neurophysiology, 126(3), 549-557.
Womack, S.D., Hook, J.N., Reyna, S.H., & Ramos, M. (2013). Sleep Loss and Risk-Taking Behavior: A Review of the Literature. Behavioral Sleep Medicine, 11, 343-359.
