AMSTERDAM
MEI
2017
Faculteit der Maatschappij- en Gedragswetenschappen Forensische Orthopedagogiek
“Wie ben ik om aan mezelf te twijfelen?”
Een Studie naar de Effectiviteit van Competitive Memory Training (COMET)
op het Expliciete en Impliciete Zelfbeeld onder Jongvolwassenen:
Met moderatie-analyses op de grootte van de discrepantie tussen het expliciete en impliciete zelfbeeld, op de stabiliteit van het zelfbeeld &
op middelengebruik.
Masterscriptie Forensische Orthopedagogiek Graduate School of Child Development and Education Universiteit van Amsterdam
V. van der Werff Studentnummer: 10187588 mw. dr. A.M.L. Collot d’Escury-Koenigs dhr. prof. dr. G.J.J.M. Stams Titel uit ‘Spreuken en uitspraken Loesje’
Abstract
Although a low self-esteem is not a DSM-5 diagnosis, it is a common problem that affects many people in both the normal and clinical population. In the clinical population, a low self-esteem plays an important role in the etiology, maintenance and relapse of many psychiatric disorders. The current study examined the effects of Competitive Memory Training (COMET) for low self-esteem. It studies the effect on the explicit and implicit self-esteem of young adults with a low to average self-esteem. The study included 56 participants (48 women) between 18 and 28, of which 27 participants received six sessions of the COMET group training. The other 29 participants were included in the control group and did not receive any training. The participants’ explicit and implicit self-esteem was measured with the Rosenberg Self-Esteem Scale and the State Self-Esteem Scale, and the Implicit Association Task and the Name Letter Task respectively. Measurements were taken before, during and after the COMET training. As expected, COMET was effective in improving the explicit esteem. Against expectations, COMET did not have an effect on improving implicit self-esteem. The stability of self-esteem had a moderating effect on the outcome of COMET regarding the explicit self-esteem. The effect of COMET is diminished among those with a more stable esteem. The size of the discrepancy between the explicit and implicit self-esteem, and substance use did not have a moderating effect on the efficacy of COMET. In general, COMET seems to be a cost-effective solution for both the client and institution, because it leads to an effective improvement of the explicit self-esteem with just a few sessions. Shortcomings of the current study and implications for follow-up research are discussed.
Keywords: Self-esteem, Competitive Memory Training (COMET), Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES), the State Self-Esteem Scale (SSES), the Implicit Association Task (IAT), the Name Letter Task (NLT), Moderation.
1. Een Studie naar de Effectiviteit van Comptetitive Memory Training (COMET) op het
Expliciete en Impliciete Zelfbeeld van Jongvolwassenen 4
2. Methode 10
2.1 Deelnemers 10
2.2 Materialen 11
2.2.1 Expliciet zelfbeeld 12
2.2.2 Impliciet zelfbeeld 12
2.2.3 De grootte van de discrepantie 14
2.2.4 Stabiliteit van het zelfbeeld 14
2.2.5 Middelengebruik: Alcohol- en cannabisgebruik 14
2.3 Procedure voor deelnemers in de COMET conditie 15
2.3.1 Aanmeldingsprocedure onderzoek 15
2.3.2 Protocol COMET 15
2.3.3 Metingen experimentele conditie 16
2.4 Procedure voor deelnemers in de controle conditie 16
2.5 Data-analyse 17
3. Resultaten 17
3.1 Deelnemers 17
3.2 Voorafgaand aan de analyses 18
3.3 Outliers 19
3.4 Assumpties hoofdanalyses 19
3.5 Hoofdanalyses 20
3.5.1 Is COMET effectief in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld? 20
3.5.2 Is COMET effectief in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld? 24
3.6 Onderzoek naar moderatie-effecten 24
3.6.1 De stabiliteit van het zelfbeeld 24
3.6.2 Grootte van de discrepantie 27
3.6.3 Middelengebruik 27
4. Conclusies en Discussie 28
4.1 Is COMET effectief in het verbeteren van het expliciete en impliciete zelfbeeld? 28
4.2 Verklaringen van de resultaten 28
4.2.1 Verklaringen van het effect van COMET op het expliciete zelfbeeld 28
4.2.2 Verklaringen van het effect van COMET op het impliciete zelfbeeld 29
4.3 Onderzoek naar moderatie-effecten 30
4.4 Beperkingen en aanbevelingen 32
4.4.1 Beperkingen en aanbevelingen met betrekking tot de hoofdanalyses 32
4.4.2 Beperkingen en aanbevelingen met betrekking tot de moderatie-analyses: Stabiliteit van het zelfbeeld 35
4.4.3 Beperkingen en aanbevelingen met betrekking tot de moderatie-analyses: Grootte van de discrepantie 36
4.4.4 Beperkingen en aanbevelingen met betrekking tot de moderatie-analyses: Middelengebruik 38
4.5 Samenvatting en klinische implicaties 39
1. Een Studie naar de Effectiviteit van Competitive Memory Training (COMET) op het Expliciete en Impliciete Zelfbeeld van Jongvolwassenen
Als men ontevreden is met het algehele beeld van zichzelf, wordt er gesproken van een negatief zelfbeeld (Olij et al., 2006). Een negatief zelfbeeld ontwikkelt zich al vroeg op basis van aangeboren kenmerken en jeugdervaringen (De Neef, 2010). Mensen die kampen met een negatief zelfbeeld zijn gewend om zichzelf voortdurend af te kraken en vooral te focussen op negatieve aspecten in hun leven. Hun interpretaties van nieuwe ervaringen worden gestuurd door het negatieve zelfbeeld en ze hebben last van een selectief geheugen als het gaat om hun eigen falen. Goede prestaties zwakken ze af of schrijven ze toe aan externe oorzaken. Het hebben van een negatief zelfbeeld is disfunctioneel (Olij et al., 2006). Men evalueert zichzelf negatiever dan in werkelijkheid het geval is en lijdt vervolgens onder dit negatieve oordeel.
Het hebben van een negatief zelfbeeld kent geen eigen diagnose in de Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-5), maar hangt samen met veel DSM-5 stoornissen en symptomen (5th ed; DSM-5; American Psychiatric Association, 2013; Korrelboom, 2011; Kuin & Peters, 2004; Olij et al., 2006). Uit onderzoek is naar voren gekomen dat een negatief zelfbeeld onder andere sterk correleert met psychische problematiek zoals angststoornissen, depressie stoornissen, persoonlijkheidsstoornissen, eetstoornissen en een verhoogde kans op suïcide (Brinkman-Sull, Overholser, & Silverman, 2000; Dori & Overholser, 1999; Korrelboom, 2011; Korrelboom, De Jong, Huijbrechts, & Daansen, 2009; Korrelboom, Marissen, & Van Assendelft, 2010; Lee & Hankin, 2009; Orth, Robins, & Roberts, 2008; Sowislo & Orth, 2013; Olij et al., 2006; Overholser, Adams, Lehnert, & Brinkman, 1995; Stice, 2002). Doordat het hebben van een negatief zelfbeeld met veel stoornissen correleert, wordt het gezien als een stoornis overstijgend probleem (Olij et al., 2006). Naast de samenhang met psychopathologie, blijkt uit onderzoek met adolescenten en studenten dat een negatief zelfbeeld correleert met belangrijke levensaspecten zoals slecht sociaal functioneren en slecht academisch presteren (Bos, Mulkens, & Schalma, 2006; Friedlander, Reid, Shupak, & Cribbie, 2007).
Een negatief zelfbeeld speelt ook een belangrijke rol in het ontstaan en de instandhouding van symptomen en stoornissen (Korrelboom, 2011). Daarnaast kan het hebben van een negatief zelfbeeld een belangrijke factor zijn in terugval (Korrelboom, 2011; Maarsingh, Korrelboom, & Huijbrechts, 2010; Kuin & Peters, 2004; Olij et al., 2006). Voorheen ging men ervan uit dat het behandelen van bepaalde problematiek automatisch leidde tot verbetering van het zelfbeeld, maar dit bleek niet altijd het geval te zijn (Fennell &
Jenkins, 2004; Korrelboom, Van der Weele, Gjaltema, & Hoogstraten, 2009; Korrelboom, 2011; Kuin, 2013). Wanneer de problematiek van de cliënten verminderde en de behandeling werd beëindigd, bleven ze kwetsbaar voor terugval vanwege het blijvende bestaan van het negatieve zelfbeeld (Kuin et al., 2004). Ook is gebleken dat het hebben van een negatief zelfbeeld, een positief effect van een klachtgerichte behandeling belemmert (De Neef, 2010). Hoe negatiever het zelfbeeld, hoe minder het effect van de behandeling en hoe groter de kans is op terugval.
Er zijn desondanks nog weinig behandelingen die zich specifiek richten op het verbeteren van het negatieve zelfbeeld (Korrelboom, 2011). Om die reden is Competitive Memory Training (COMET) voor negatief zelfbeeld ontwikkeld (Korrelboom, 2011). Dit is een cognitief-gedragstherapeutische behandeling wat is gebaseerd op de huidige inzichten van leren en afleren (Korrelboom, 2011). De huidige visie gaat ervan uit dat men door behandeling nieuwe associaties aanleert tussen concepten en betekenissen die de oude associaties corrigeren (Bouton, 2002). Voorheen ging men ervan uit dat de oude associaties door behandeling uit het lange termijn geheugen werden gewist, dus dat de cliënt een associatie afleerde. Nu gaat men ervan uit dat de oude associatie niet wordt afgeleerd, maar dat er in behandeling een nieuwe associatie bijgeleerd en vervolgens versterkt wordt. Iemand kan meerdere associaties hebben bij een concept, die mogelijk ook tegenstrijdig kunnen zijn. Iemand kan bijvoorbeeld het concept ‘ikzelf’ associëren met ‘trouw’, maar ook met ‘laf’ en ‘dom’ (Korrelboom, 2011). Bij psychopathologie is er sprake van activatie van disfunctionele betekenissen van een bepaald concept. Iemand met bijvoorbeeld een sociale angststoornis heeft bij het concept ‘feest’ een sterke associatie met de betekenis ‘gevaar voor afwijzing’ en een minder sterke associatie met de betekenis ‘gezellig’. In therapie zou men zich moeten richten op het verbeteren van de activeerbaarheid van functionele betekenissen, die tot dan toe altijd werden gecorrigeerd door de disfunctionele betekenissen (Brewin, 2006). Dit is dan ook de kern achter COMET: de therapeut probeert de functionele betekenissen te versterken. Dit doet hij door middel van drie principes. De eerste is het verhogen van de emotionele saillantie. Hoe saillanter de emotionele associatie, hoe groter de kans is dat die associatie wordt geactiveerd (Maarsingh et al., 2010). Ten tweede worden de functionele betekenissen versterkt door middel van regelmatige herhaling en ten derde door contraconditionering. Bij dit laatste versterkt men de associatie van de trigger die voorheen zorgde voor activatie van de disfunctionele betekenis met de functionele betekenis.
Anders dan in veelgebruikte cognitief gedragstherapeutische therapieën, wordt gedacht dat de therapeut in COMET zich richt op het verbeteren van zowel expliciete, als
impliciete functionele betekenissen (Korrelboom, De Jong, Huijbrechts, & Daansen, 2009). Uit onderzoek is naar voren gekomen dat het zelfbeeld kan worden onderverdeeld in het expliciete en het impliciete zelfbeeld (De Raedt, Schacht, Franck, & De Houwer, 2006). Deze twee typen zelfbeelden kunnen overeenkomen of verschillend zijn. Het expliciete zelfbeeld is wat iemand over zichzelf zegt, dus als iemand bijvoorbeeld zegt zichzelf te associëren met de eigenschap ‘bekwaam’. Het impliciete zelfbeeld is de automatische evaluatie van jezelf, bijvoorbeeld als iemand zichzelf onbewust associeert met ‘mislukt’. Deze automatische evaluatie is een ongecontroleerd proces dat kan verschillen van het expliciete zelfbeeld en kan leiden tot andere gedragingen dan vanuit het expliciete zelfbeeld (Franck, De Raedt, & De Houwer, 2007). De reden dat het expliciete zelfbeeld van het impliciete zelfbeeld kan verschillen, is te verklaren vanuit het duale proces model (Creemers et al., 2013; Wiers, Gladwin, Hofmann, Salemink, & Ridderinkhof, 2013). Het basisidee van het duale procesmodel is dat informatieverwerking te onderscheiden is in twee verschillende processen, namelijk in het reflectieve en associatieve proces. Het reflectieve proces staat voor relatief rationele en gecontroleerde informatieverwerking, waaruit het expliciete zelfbeeld naar voren is gekomen. Het impliciete zelfbeeld is ontstaan vanuit het associatieve proces, wat informatie verwerkt op een automatische, associatieve en onbewuste wijze.
Er is steeds meer aandacht gekomen voor het impliciete zelfbeeld (De Raedt et al., 2006; Franck et al., 2007). Er wordt meer gekeken naar de samenhang hiervan met andere stoornissen, zoals een depressie. Sommige onderzoekers suggereren zelfs dat het impliciete zelfbeeld een grotere rol speelt in de etiologie en instandhouding van psychische problematiek dan het expliciete zelfbeeld (Franck et al., 2007; Maarsingh et al., 2010). Er is in eerder onderzoek aangetoond dat impliciete associaties beïnvloedbaar zijn door trainingen op de computer (Clerkin & Teachman, 2010; Hakamata et al., 2010; Schoenmakers et al., 2010; Wiers, Eberl, Rinck, Becker, & Lindenmeyer, 2011). Deze vormen van training bleken effectief om negatieve impliciete associaties te veranderen voor mensen met bijvoorbeeld een alcoholverslaving, een sociale fobie of een andere angststoornis. Ook bleek dit effectief in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld (Baccus, Baldwin, & Packer, 2004). Er is daarnaast aangetoond dat het mogelijk is om impliciete associaties te verbeteren door middel van een cognitief gedragstherapeutische interventie (Teachman, Marker, & Smith-Janik, 2008; Teachman & Woody, 2003). Dezelfde studies toonden ook aan dat deze verbetering in impliciete associaties samenhangt met symptoomreductie. Mensen die alleen een verbetering lieten zien in expliciete associaties en niet in impliciete associaties, hadden zelfs een grotere kans op terugval dan mensen die verbetering lieten zien in beiden. Deze onderzoeken geven
aanwijzingen voor het kunnen veranderen van impliciete associaties en de belangrijke rol die de impliciete associaties kunnen hebben in iemands problematiek.
Andere onderzoekers stellen echter dat niet het impliciete zelfbeeld de grootste rol speelt in de etiologie en instandhouding, maar dat de focus moet liggen op de discrepantie tussen het expliciete en impliciete zelfbeeld (De Raedt et al., 2006; Creemers, Scholte, Engels, Prinstein, & Wiers, 2012; Creemers, Scholte, Engels, Prinstein, & Wiers, 2013). Het kan zijn dat iemands expliciete zelfbeeld in waardering veel hoger of lager ligt dan zijn impliciete zelfbeeld (Creemers et al., 2012; Creemers et al., 2013). In een extreem voorbeeld heeft iemand bijvoorbeeld automatische associaties tussen het concept ‘ik’ en ‘bekwaam’, maar zegt over zichzelf dat hij een mislukking is. Of het is juist andersom: men zegt over zichzelf dat hij zeer bekwaam is, maar heeft impliciete associaties tussen het concept ‘ik’ en ‘mislukt’. Beiden zijn niet adaptief, omdat men geen goed geïntegreerde zelf-representatie heeft en kwetsbaarder is voor problematiek. Sommige onderzoekers zeggen dat hoe groter het verschil is, hoe groter de risico’s zijn op problematiek (Creemers et al., 2012).
Naast de discrepanties binnen het zelfbeeld, wordt ook gesteld dat het van belang is om te kijken naar de stabiliteit van het zelfbeeld. De stabiliteit van het zelfbeeld is de omvang van de korte termijn fluctuaties van het globale zelfbeeld (Kernis, Grannemann, & Barclay, 1989). Het globale zelfbeeld wordt gezien als een soort baseline, waaruit de fluctuaties ontstaan. Deze fluctuaties kunnen bijvoorbeeld veroorzaakt worden door feedback uit de omgeving of door iemands persoonlijkheidskenmerken. Uit onderzoek is gebleken dat mensen met een instabiel zelfbeeld kwetsbaarder zijn voor problematiek (Kernis, 2003). Het hebben van een instabiel zelfbeeld is onder andere geassocieerd met een toename van depressieve symptomen bij confrontatie met dagelijkse conflicten, de neiging om mislukkingen te generaliseren, een grotere beïnvloeding van het zelfbeeld door alledaagse gebeurtenissen en de neiging om sneller boos te worden wanneer het zelfbeeld wordt bedreigd door bijvoorbeeld kritiek uit de omgeving (Kernis & Paradise, 2002).
De COMET behandeling is tot nu toe effectief gebleken in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld en allerlei soorten problematiek zoals angst, depressie, autonomieproblemen, persoonlijkheidsstoornissen, eetstoornissen en suïcidaliteit (Korrelboom et al., 2009; Korrelboom et al., 2011; Korrelboom, 2011; Korrelboom et al., 2012; Maarsingh et al., 2010). Tot nu toe is nog onbekend of COMET ook effectief is in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld (Korrelboom, 2011). Daarnaast is COMET vooral onderzocht als toevoeging op treatment as usual en niet als een op zichzelf staande behandeling, wat het lastig maakt om de gevonden effecten aan COMET toe te schrijven
(Korrelboom et al., 2009; Korrelboom et al., 2011; Van der Gaag, Van Oosterhout, Daalman, Sommer, & Korrelboom, 2012). COMET is tot dusver vooral onderzocht onder volwassenen, maar nog weinig onder jongvolwassenen (Korrelboom, 2011). In de huidige studie wordt daarnaast een voor jongvolwassenen aangepaste versie van COMET gebruikt. Hierin zijn de voorbeelden meer aangepast naar de levensstijl van jongvolwassenen. De huidige studie wordt de eerste effectiviteitsstudie hiernaar. Als aangetoond kan worden dat COMET een effectieve training is en mogelijk in de toekomst als evidence based behandeling bestempeld kan worden, kan dit veel betekenen voor de praktijk. Het is namelijk een zeer kosteneffectieve interventie, omdat het uit relatief weinig sessies bestaat en in groepsverband gegeven kan worden. Ook kan COMET dan als een op zichzelf staande behandeling gegeven worden en kan het daarnaast wellicht meer ingezet worden bij een jongvolwassen doelgroep.
Onder de populatie van jongvolwassenen is echter wel bekend dat er sprake is van relatief meer middelengebruik (Van Laar et al., 2010; Baumeister, Campbell, Krueger, & Vohs, 2003); iets wat ook een rol speelt in de populatie van mensen met een negatief zelfbeeld. Uit onderzoek is gebleken dat een negatief zelfbeeld samenhangt met middelengebruik (Kuin & Peters, 2014; Donnellan, Trzesniewski, Robins, Moffit, & Caspi, 2005; Newcomb, Maddahian, & Bentler, 1986). Iemand met een laag zelfbeeld grijpt gemakkelijker naar middelen om zich beter te voelen over zichzelf; de middelen zorgen voor een tijdelijke positievere zelfevaluatie (Baumeister et al., 2003). Het is als het ware een coping mechanisme met een tijdelijk effect zodat men kan omgaan met het negatieve beeld van zichzelf (Barlow, 2014). Dit staat echter op de lange termijn iemands (behandel)doelen in de weg. De combinatie van jongvolwassenen en het hebben van een laag zelfbeeld, kan mogelijk zorgen voor een grotere kans op middelengebruik onder de deelnemers. Over het algemeen wordt het gebruik van middelen als bedreigend ervaren voor het behandelen van problematiek (Barlow, 2014). Dit doordat het middelengebruik zou kunnen interfereren met positieve behandeleffecten van COMET. Het is goed voor te stellen dat deze mogelijke interferentie zou kunnen komen doordat middelengebruik een negatief effect heeft op iemands geheugenprocessen (Franken & Van den Brink, 2010). In COMET ligt de focus namelijk op het aanleren en versterken van functionele associaties, waarbij een beroep wordt gedaan op iemands geheugenprocessen. Het is hierom belangrijk om te weten of middelengebruik mogelijk een rol speelt in het behandeleffect.
De huidige studie zal de effectiviteit van COMET onderzoeken ten aanzien van het verbeteren van het expliciete en impliciete zelfbeeld onder jongvolwassenen met een negatief zelfbeeld. Daarnaast zullen de stabiliteit van iemands zelfbeeld, de grootte van de discrepantie
en middelengebruik als moderatoren meegenomen worden. Er wordt in de huidige studie onderscheid gemaakt in twee typen zelfbeeld, omdat er ten eerste vanuit het duale proces model gesuggereerd kan worden dat het expliciete en impliciete zelfbeeld zich op andere wijze ontwikkelen en kunnen verschillen, en ten tweede omdat de COMET behandeling tracht om beide typen aan te pakken (Creemers et al., 2013; Korrelboom et al., 2009). Vanuit deze theorie is het relevant om te kijken of COMET op beiden effect heeft, in plaats van alleen onderzoek te doen naar het effect op het expliciete zelfbeeld zoals tot nu toe vooral is gedaan (Korrelboom, 2011; Van Tongeren, 2011). Daarnaast suggereren sommige wetenschappers zelfs dat het impliciete zelfbeeld een belangrijkere rol speelt in de etiologie en instandhouding van verschillende psychische problematiek (Franck et al., 2007; Maarsingh et al., 2010). Daarnaast zal in de huidige studie COMET als een op zichzelf staande training onderzocht worden, waarin de deelnemers worden vergeleken met een controlegroep die bestaat uit jongvolwassenen met een laag zelfbeeld die geen COMET volgen maar wel meedoen aan de metingen.
Er wordt verondersteld dat COMET effectief is in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld. Dit houdt in dat er wordt verwacht dat het volgen van COMET resulteert in een significant hoger expliciet zelfbeeld in vergelijking met het zelfbeeld voor aanvang van COMET en in vergelijking met een controlegroep die geen COMET heeft gevolgd. Deze verwachting is gebaseerd op onderzoek waarin COMET onder andere effectief bleek voor verbetering van expliciete zelfwaardering (Korrelboom et al., 2009; Korrelboom et al., 2011; Korrelboom, 2011; Korrelboom et al., 2012; Maarsingh et al., 2010).
Daarnaast wordt verondersteld dat COMET effectief is in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld. Er wordt dus verwacht dat het volgen van COMET zorgt voor een significant hoger impliciet zelfbeeld in vergelijking met het impliciete zelfbeeld voor aanvang van COMET en in vergelijking met een controlegroep die geen COMET heeft gevolgd. Dit wordt verwacht omdat men zich tijdens het ontwikkelen van COMET heeft gericht op technieken waarvan wordt gedacht dat ze ook een positief effect zullen hebben op het impliciete zelfbeeld (Korrelboom et al., 2009). Er worden bijvoorbeeld technieken gebruikt waarin gewerkt wordt met imaginatie, muziek, lichaamshouding en gelaatsuitdrukking. Daarnaast is uit eerder onderzoek al gebleken dat het mogelijk is om impliciete associaties te verbeteren door middel van een training (Clerkin et al., 2010; Hakamata et al., 2010; Schoenmakers et al., 2010; Wiers et al., 2011). Het bleek ook verbeterd te kunnen worden door middel van een cognitief gedragstherapeutische training (Teachman et al., 2008; Teachman & Woody, 2003).
Als er behandeleffecten van COMET worden gevonden, zal exploratief onderzoek worden gedaan naar mogelijke moderatie-effecten. De stabiliteit van het zelfbeeld wordt hierbij meegenomen als mogelijke moderator. Er wordt dan gekeken of de effecten van COMET op het expliciete en impliciete zelfbeeld, kunnen verschillen voor groepen met verschillende mate van stabiliteit van het zelfbeeld. Uit eerder onderzoek blijkt dat een stabiel zelfbeeld een beschermende factor kan zijn voor het ontstaan of verergering van veel problematiek, en dat een instabiel zelfbeeld een risicofactor kan zijn (Kernis, Grannemann, & Barclay, 1991; Kernis et al., 1989; Raes & Van Gucht, 2009). Het zelfbeeld hangt samen met de mate van stabiliteit, waarbij bijvoorbeeld bleek dat iemand met een hoog zelfbeeld vaak een stabiel zelfbeeld heeft (Kernis et al., 1989). Er kan worden verwacht dat COMET beter werkt voor mensen met een laag zelfbeeld die hun zelfbeeld als instabiel zien, doordat deze mensen mogelijk meer vatbaar zijn voor verbetering (Kernis, 2003). Stabiliteit van het zelfbeeld is echter nog niet eerder meegenomen in effectiviteitsstudies naar COMET of andere interventies, waardoor hier geen veronderstellingen over gemaakt worden.
Ook zal worden gekeken of de grootte van de discrepantie tussen het expliciete en impliciete zelfbeeld een moderator is (Creemers et al., 2012; Creemers et al., 2013). Het kan zo zijn dat het behandeleffect van COMET verschilt voor mensen die een grotere discrepantie hebben. Het is te verwachten dat mensen met een grotere discrepantie last hebben van ernstigere problematiek en mogelijk minder snel positieve effecten merken van COMET. Er is tot nu toe nog geen onderzoek gedaan naar deze discrepanties in combinatie met een interventie, waardoor hierover geen veronderstellingen opgesteld kunnen worden.
Daarnaast zal onderzocht worden of middelengebruik mogelijk een modererend effect heeft. Middelengebruik bestaat in het huidige onderzoek uit alcohol- en cannabisgebruik. Het is te verwachten dat mensen met een hoge mate van middelengebruik, minder positieve effecten ervaren van COMET gezien dit de behandeling in de weg kan staan (Barlow, 2014). Middelengebruik is nog niet eerder meegenomen in onderzoek naar COMET, waardoor hierover ook geen veronderstellingen kunnen worden opgesteld.
2. Methode 2.1 Deelnemers
In de huidige studie waren er 61 deelnemers, waarvan 52 vrouwen en 9 mannen tussen de 18 en 28 jaar (M = 22.5, SD = 2.57). Deze deelnemers zaten in een van de twee condities: in de experimentele of in de controle conditie. In de experimentele conditie zaten 32 studenten die COMET hebben gevolgd bij het Bureau Studentenpsychologen van de
Universiteit van Amsterdam (UvA). Deze COMET-conditie bestond uit 4 mannen en 28 vrouwen met een leeftijd tussen 18 en 28 jaar (M = 23.3, SD = 2.7). Ze hebben zichzelf aangemeld en zijn na een intake geselecteerd voor de training. De intake en selectie is gedaan door twee studentenpsychologen die vervolgens de COMET training hebben uitgevoerd. Tijdens de selectie is erop gelet dat de studenten geen ernstige depressieklachten hadden en ambivalent tegenover hun negatieve zelfbeeld stonden. Bij dit laatste selectiecriterium wordt bedoeld dat de deelnemers nog enige twijfel hadden tegenover hun negatieve zelfbeeld en dit niet als volledig waar hadden aangenomen. De deelnemers ontvingen geen beloning voor hun deelname aan het onderzoek. Het onderzoek is goedgekeurd door de Commissie Ethiek Psychologie van UvA.
De controleconditie bestond uit 29 deelnemers, waarvan 6 mannen en 23 vrouwen tussen 18 en 28 jaar (M = 21.6, SD = 2.2). De controle conditie is geselecteerd uit eerstejaars psychologiestudenten van de UvA, die tijdens de testweek de Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES; Rosenberg, 1965) hebben ingevuld. De deelnemers met een lage score op de RSES werden uitgenodigd voor het onderzoek. Hierin is gezocht naar deelnemers met een soortgelijk geslacht en leeftijd als de deelnemers uit de experimentele conditie. De eerstejaars psychologiestudenten kregen in ruil voor deelname drie ‘proefpersoonpunten’, die ze nodig hebben voor het behalen van hun diploma. Er was onvoldoende respons, waardoor ook zonder specifieke selectiecriteria controledeelnemers zijn geworven uit de kennissenkring van de twee studenten die de metingen hebben uitgevoerd. Er is geprobeerd om de deelnemers wel te selecteren op basis van soortgelijk geslacht en leeftijd. De deelnemers uit de kennissenkring hebben geen beloning ontvangen voor hun deelname.
2.2 Materialen
Er is een voor-, tussen- en nameting afgenomen die voor beide condities gelijk waren. Tijdens de drie meetmomenten zijn het expliciete zelfbeeld, impliciete zelfbeeld, de stabiliteit van het zelfbeeld, alcohol- en cannabisgebruik gemeten. Er zijn op de computer vragenlijsten afgenomen met Qualtrics en twee computertaken met Inquisit Lab. Doordat de huidige studie onderdeel is van een groter onderzoek, zijn ook vragenlijsten afgenomen die niet zullen terugkomen in de huidige these. Dit zijn vragenlijsten geweest om depressie en angst te meten, respectievelijk de Beck Depression Inventory (BDI-II-NL-R) (Does, 2000) en de Zelf-Beoordelingsvragenlijst (ZBV) (van der Ploeg, Defares, & Spielberger, 2000).
2.2.1 Expliciet zelfbeeld
Het expliciete zelfbeeld is gemeten met twee instrumenten, namelijk met de Rosenberg Self-Esteem Scale (Rosenberg, 1965) en de State Self-Esteem Scale (Heatherton & Polivy, 1991). Er is gekozen voor twee instrumenten om de validiteit en betrouwbaarheid te vergroten. De twee instrumenten hebben net een andere invalshoek, waardoor wordt verwacht dat het meenemen van beiden zorgt voor een sterkere meting van het concept ‘expliciet zelfbeeld’. De Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES) meet het zelfbeeld van iemand in het algemeen. De RSES bestaat uit tien items, waarbij men antwoord kan geven op een vierpuntschaal. Een voorbeeld item is: “Ik kan de dingen net zo goed als andere mensen”, waarbij men kan kiezen tussen: “helemaal mee oneens, mee oneens, mee eens of helemaal mee eens”. Dit wordt respectievelijk gescoord van 1 tot en met 4, waarbij een hoge score wijst op een positief zelfbeeld. Iemand kan dus een minimumscore hebben van 10 en een maximumscore van 40. De totaalscores zijn verdeeld in de drie categorieën laag, normaal en hoog zelfbeeld, wat respectievelijk valt in de totaalscores 0 – 15, 15 – 25 en 25 – 30. De test is valide en betrouwbaar, met α = .80 tot .87 (Bosson et al., 2000; Schmitt & Allik, 2005). In de huidige studie is een goede betrouwbaarheid gevonden van α = 0.87.
De State Self-Esteem Scale (SSES) is een vragenlijst wat het zelfbeeld-nu meet, dus of het zelfbeeld op moment van de meting meer negatief of positief is. De SSES meet het zelfbeeld op het gebied van prestaties, uiterlijk en op sociaal gebied. Het bestaat uit 20 items met een vijfpuntschaal. Een voorbeeld item is: “Ik heb vertrouwen in mijn kwaliteiten”, met de antwoordmogelijkheden: “helemaal niet, een beetje, gemiddeld, vrij veel of bijzonder veel”. Dit wordt respectievelijk gescoord van 1 tot en met 5, waarbij een hoge score een positief zelfbeeld representeert. Iemand kan minimaal 20 scoren en maximaal 100. Het is een valide test (Heatherton & Polivy, 1991). Er is nog weinig onderzoek gedaan naar de betrouwbaarheid, maar de SSES is wel afgeleid van de Janis-Field Feelings of Inadequacy Scale die een betrouwbaarheid kent van α = .91 (Church, Truss, & Velicer, 1980). In de huidige studie is een goede betrouwbaarheid gevonden, met α = 0.89.
2.2.2 Impliciet zelfbeeld
Het impliciete zelfbeeld is gemeten door middel van de Implicit Association Test (IAT) en de Name Letter Task (NLT) via het softwareprogramma Inquisit Lab. De IAT is een computertaak die de automatische associaties tussen concepten meet (Greenwald & Farnham, 2000). Het zet de concepten ‘ik’ en ‘niet-ik’ tegenover elkaar. Vervolgens moeten deelnemers woorden die in het beeld verschijnen toewijzen aan ‘ik’ of ‘niet-ik’ en bij fouten wordt hierin
gecorrigeerd. Woorden als ‘hij’, ‘zij’ en ‘hen’ moeten worden toegeschreven aan het concept ‘niet-ik’ door snel op een bepaalde knop van het toetsenbord te drukken. Vervolgens komen de concepten ‘waardevol’ en ‘waardeloos’ erbij, met bijpassende woorden die in beeld verschijnen zoals ‘bekwaam’ en ‘mislukt’. De reactietijd waarin iemand de woorden toeschrijft aan de concepten representeert de sterkte van de impliciete associatie. Er zijn verenigbare en onverenigbare delen tijdens de IAT. Het verenigbare deel bestaat uit de combinatie concepten ‘ik, waardevol’ tegenover ‘niet-ik, waardeloos’. Vervolgens krijgen de deelnemers het onverenigbare deel met de concepten ‘ik, waardeloos’ tegenover ‘niet-ik, waardevol’. Als iemand zeer snel is in het toeschrijven van woorden als ‘mislukt’ aan het concept ‘ik, waardeloos’, staat dit voor een sterke associatie tussen deze concepten. Om te zien of iemand een hoog of laag impliciet zelfbeeld heeft, worden de gemiddelden van de reactietijden van de verenigbare en onverenigbare delen met elkaar vergeleken. Hiervoor bestaan een aantal algoritmes die door Greenwald en collega’s (2003) zijn onderzocht op allerlei psychometrische criteria. Ze hebben vastgesteld dat het D600 algoritme de beste methode is en hebben in hun artikel een link vrijgegeven waarmee de SPSS syntax te downloaden is. Met dit algoritme zijn de scores omgezet in zogenoemde individuele effect sizes, waarbij een hoge score duidt op een hoog impliciet zelfbeeld (Creemers et al., 2013; Greenwald, Nosek, & Banaji, 2003). Het is een valide en redelijk betrouwbare test met r = .65 tot r = .69 (Bosson et al., 2000; Greenwald & Farnham, 2000).
De Name Letter Task (NLT) meet iemands impliciete zelf-evaluatie. Alle letters uit het alfabet worden getoond en de deelnemers moeten aangeven hoe leuk ze de letters vinden. Het is een taak die meet hoe sterk de relatie is tussen iemands eigen initialen en zichzelf, en in hoeverre diegene zijn eigen initialen prefereert boven andere letters uit het alfabet. De uitkomst hiervan toont iemands impliciete attitudes en daarmee iemands impliciete zelf-evaluatie (Creemers et al., 2012). Per letter moet de deelnemer op een zevenpuntschaal aangeven in hoeverre hij of zij van de letter houdt (“Hoeveel houd je van deze letter?”), waarbij de antwoorden variëren tussen “helemaal niet” tot “heel erg” wat respectievelijk wordt gescoord van 1 tot 7. Aan de hand van het Self-corrected algorithm (S-algorithm) wordt de index van het impliciete zelfbeeld berekend (Creemers et al., 2012). Dit wordt gedaan door de gemiddelden van de scores van de letters die niet behoren tot de eigen initialen af te trekken van de gemiddelden van de scores van de eigen initialen. Iemand met een hoog zelfbeeld zal zijn eigen initialen hoger beoordelen. Iemand met hoge scores op de NLT heeft een hoger impliciet zelfbeeld. De test is zowel betrouwbaar (r = .62) als valide (Bosson et al., 2000).
2.2.3 De grootte van de discrepantie
Om de grootte van de discrepantie te meten is gebruik gemaakt van de RSES, SSES, IAT en NLT. De som-scores op alle vier de maten zijn omgezet in gestandaardiseerde scores (Creemers et al., 2012). Vervolgens zijn er vier nieuwe variabelen aangemaakt, waarin de maten van elkaar werden afgetrokken: het verschil tussen de gestandaardiseerde scores van de expliciete maten en impliciete maten werd hierin weergegeven. De RSES en de SSES zijn beiden vergeleken met de IAT en NLT. Op deze vier nieuwe variabelen die de grootte van de discrepanties weergeven, worden de analyses uitgevoerd.
2.2.4 Stabiliteit van het zelfbeeld
De stabiliteit van het zelfbeeld is gemeten met de Self-Esteem Instability Scale (SEIS) (Raes & Van Gucht, 2009). De test gaat over de mate van stabiliteit waarin men zichzelf over het algemeen waardeert, wat betrekking heeft op het expliciete zelfbeeld. De test bestaat uit vier items waarbij men antwoord kan geven op een vijfpuntschaal variërend van “helemaal niet van toepassing, een beetje van toepassing, matig van toepassing, erg van toepassing en heel erg van toepassing”. Dit wordt respectievelijk gescoord van 1 tot en met 5, waarbij iemand een totale minimumscore kan hebben van 4 en een maximumscore van 20. Een voorbeelditem is: “De mate waarin ik mezelf waardeer kan op verschillende momenten erg verschillen.” Iemand met hoge scores op de test, heeft een hoog expliciet instabiel zelfbeeld. De test heeft een goede validiteit en is betrouwbaar met α = .87 (Raes & Van Gucht, 2009). In de huidige steekproef is een zeer goede betrouwbaarheid gevonden, van α = 0.93.
2.2.5 Middelengebruik: Alcohol- en cannabisgebruik
Middelengebruik is in de huidige studie opgedeeld in alcohol- en cannabisgebruik. Alle analyses zullen op beide maten worden uitgevoerd. Om het alcoholgebruik te meten is de Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT) gebruikt (Babor, Higgins-Biddle, Saunders, & Monteiro, 2001; Schippers & Broekman, 2010). De AUDIT bestaat uit tien items, waarbij men antwoord kan geven op een vijfpuntschaal. Een voorbeelditem is: “Hoe vaak drinkt u alcohol?”, waarbij men kan kiezen tussen “nooit, 1 keer per maand of minder, 2 tot 4 keer per maand, 2 tot 3 keer per week, of 4 of meer keer per week”. Dit wordt respectievelijk gescoord van 0 tot en met 5, waarbij een hoge score wijst op veel alcoholgebruik. Als iemand boven de cut-off score van 20 scoort, is er mogelijk sprake van alcoholafhankelijkheid. De AUDIT is een valide en betrouwbare test is, met r = .86 (Babor et
al., 2001). In de huidige steekproef was er een acceptabele α = 0.75. Voor vragenlijsten geldt dat Cronbach’s alpha’s (α) rond de 0.8 staan voor een goede betrouwbaarheid (Field, 2013).
Cannabisgebruik is gemeten met de Cannabis Use Disorders Identification Test-Revised (CUDIT-R) (Adamson et al., 2010). De CUDIT bestaat uit acht items, waarbij men antwoord kan geven op een vijfpuntschaal. Een voorbeelditem is: “Hoe vaak gebruikt u marihuana?’’, met de antwoordmogelijkheden: “Nooit, maandelijks of minder, 2 of 4 keer per maand, 2 of 3 keer per week, of 4 of meer keer per week”. Dit wordt respectievelijk gescoord met 0 tot en met 5. Hierbij betekent een hoge score meer cannabisgebruik. Er kan sprake zijn van cannabisafhankelijkheid als men scoort boven de cut-off van 13 (Adamson et al., 2010). Het is een valide en betrouwbare test met een Cronbach’s alpha van minstens α = 0.84 (Adamson et al., 2010). In de huidige steekproef is een goede betrouwbaarheid gevonden van α = 0.87.
2.3 Procedure voor deelnemers in de COMET conditie 2.3.1 Aanmeldingsprocedure onderzoek
Voor aanvang van COMET hebben de studentenpsychologen met elke deelnemer een intakegesprek gehouden, waarbij op het eind een korte uitleg werd gegeven over het huidige onderzoek en werd gevraagd of de cliënt wilde deelnemen aan het onderzoek. Als de cliënt wilde deelnemen, werd deze in een aparte kamer ontvangen door een van de twee studenten die de metingen hebben uitgevoerd. De cliënten kregen een informatiebrochure en werden gevraagd een toestemmingsverklaring te tekenen voor deelname. Daarna werden de afspraken ingepland voor alle meetmomenten. Ook zijn gegevens uitgewisseld en ontvingen de cliënten na afloop een e-mail met een overzicht van alle afspraken.
2.3.2 Protocol COMET
De deelnemers kregen een aangepaste versie van de originele COMET voor negatief zelfbeeld (Korrelboom, 2011). In samenspraak met Korrelboom, de ontwikkelaar van COMET, is de training aangepast naar een versie voor studenten. De aangepaste training bevat dezelfde elementen, maar is verkort van acht naar zes sessies. Er is minder sprake van herhaling van de elementen en er wordt gewerkt met voorbeelden die meer aansluiten bij de belevingswereld van studenten. De training is door de studentenpsychologen in groepsverband gegeven met een groep van acht tot tien studenten.
In het begin van COMET is in de eerste sessie gestart met kennismaking. Vervolgens is er een introductie gegeven waarin de rationale en uitgangspunten zijn herhaald. Hierin zijn
ook veel praktische zaken besproken. Daarna moest elke deelnemer het negatieve zelfbeeld benoemen en bespreken. In de tweede sessie is zoals in elke sessie, begonnen met het bespreken van het huiswerk. Vervolgens gingen de deelnemers aan de slag met tegenvoorbeelden. Dit zijn voorbeelden die ze moeten bedenken die in strijd staan met hun negatieve zelfbeeld. In de derde sessie is dit tegenbeeld voelbaar gemaakt, door middel van positieve zelfspraak en lichamelijke uitbeelding van het tegenbeeld. Het (functionele) tegenbeeld is hiermee als het ware emotioneel saillanter gemaakt. In de vierde en vijfde sessie is hierop doorgegaan, alleen is er nu gebruik gemaakt van imaginatie oefeningen en muziek. Ook is een hiërarchie opgesteld van situaties die het negatief zelfbeeld oproepen en is hiermee gewerkt in de sessies. De laatste sessie is een afsluitende sessie waarin alles is geëvalueerd wat er veranderd is, wat nuttig was en is de toekomst besproken.
2.3.3 Metingen experimentele conditie
Er zijn drie meetmomenten waarop de vragenlijsten en twee computertaken zijn afgenomen. De voormeting was voor aanvang van COMET. Vervolgens was er op de helft van COMET een tussenmeting, die na de derde en voor de vierde sessie plaats vond. In de week na de beëindiging van COMET is de nameting geweest. Voor alle metingen zijn de deelnemers naar een gebouw van de UvA gekomen, waar de vragenlijsten en computertaken in vaste volgorde op een laptop zijn afgenomen in een afgesloten ruimte. De metingen namen 30 à 45 minuten in beslag per deelnemer per meetmoment.
2.4 Procedure voor deelnemers in de controle conditie
Na werving van deelnemers van de controlegroep zijn individuele afspraken per mail gemaakt. Tijdens de eerste afspraak kregen de deelnemers een informatiebrochure en hebben ze een toestemmingsverklaring getekend. Daarna zijn de twee vervolgafspraken ingepland voor de rest van de meetmomenten. Hierna is de eerste meting afgenomen. Deze is exact hetzelfde als de meting die is gedaan bij de deelnemers in de COMET conditie. Ook de tussen- en nameting waren gelijk aan de metingen die zijn gedaan bij de COMET deelnemers. De deelnemers in de controlegroep kregen geen COMET, maar hadden wel evenveel tijd tussen de metingen als bij de COMET conditie. Na de laatste meting hebben de eerstejaarspsychologie studenten uit de controleconditie digitaal drie ‘proefpersoonpunten’ gekregen.
2.5 Data-analyse
Volgens de eerste hypothese wordt er dus verondersteld dat COMET effectief is in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld. De tweede hypothese veronderstelt dat COMET effectief is in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld. Om deze hypothesen te toetsen is er met versie 21 van IBM SPSS Statistics Software een mixed design ANOVA uitgevoerd, waarmee is gekeken naar veranderingen binnen en tussen de condities. Dit is uitgevoerd nadat de assumpties zijn getoetst van normaliteit, homogeniteit van sfericiteit en van de varianties. De assumptie van normaliteit is getest met de Shapiro-Wilk test (Field, 2013). De assumptie van sfericiteit is getoetst met Mauchly’s Test of Sphericity en homogeniteit van varianties met Levene’s test (Field, 2013). Als de resultaten van deze drie testen niet significant zijn, is er voldaan aan de assumpties. Met de mixed design ANOVA is vervolgens gekeken of COMET zorgt voor een significante verbetering van het expliciete en impliciete zelfbeeld, in vergelijking met het expliciete en impliciete zelfbeeld voor aanvang van COMET en in vergelijking met de controle conditie.
Daarnaast zijn moderatie analyses uitgevoerd aan de hand van PROCESS van Andrew F. Hayes (Field, 2013). Hiermee is gekeken of de stabiliteit van het zelfbeeld, de grootte van de discrepantie tussen het expliciete en impliciete zelfbeeld, en middelengebruik mogelijke moderatoren zijn. Deze analyses zijn alleen uitgevoerd met de uitkomstmaten waar een effect van COMET op gevonden is.
In alle analyses wordt een significantieniveau van α = .05 aangehouden. Om in de analyses de effect sizes te bepalen, wordt gekeken naar Cohen’s d of naar Partial Eta-Squared (Pallant, 2005). Als Cohen’s d (d) wordt gebruikt, is er sprake van een klein effect bij 0.2, een middelmatig effect bij 0.5 en een groot effect bij 0.8 (Cohen, 1992). Als er wordt gekeken naar de Partial Eta-Squared (ηp2), zijn de volgende waardes respectievelijk klein, gemiddeld
of groot: 0.01, 0.06 of 0.14 (Pallant, 2005).
3. Resultaten 3.1 Deelnemers
Er zijn vijf deelnemers uitgevallen, doordat ze op de voor- en/of de nameting zijn uitgevallen. De uiteindelijke steekproef bestond uit 56 deelnemers (48 vrouwen) tussen de 18 en 28 jaar (M = 22.4, SD = 2.6). De COMET-conditie bestond uit 27 deelnemers (25 vrouwen) met een leeftijd tussen de 18 en 28 jaar (M = 23.3, SD = 2.7). De controle conditie bestond uit 29 deelnemers (23 vrouwen) met een leeftijd tussen de 18 en 28 jaar (M = 21.6, SD = 2.2). Het doel was om de controle conditie te selecteren op overeenkomstig geslacht en
leeftijd. Er is echter een significant verschil gevonden in leeftijd, t(54) = 2.58, p <.05, met een middelmatig tot hoog effect van d = 0.69. Er is geen significant verschil gevonden in geslacht tussen de condities.
3.2 Voorafgaand aan de analyses
Opvallend was dat een aantal deelnemers tijdens de metingen noemden dat ze doorhadden wat de NLT beoogde te meten. Zeker omdat dit een impliciete maat dient te zijn, zou dit de resultaten kunnen hebben beïnvloed. Verder zijn op sommige vragenlijsten willekeurige ontbrekende items geconstateerd. Dit komt vooral doordat het onderzoek in de eerste fase op papier is afgenomen en later pas in Qualtrics is ingevoerd. Dit was het geval bij ongeveer tien procent van alle items in totaal. Deze ontbrekende items zijn vervangen door de gemiddelde score van de vragenlijst waarop het item ontbrak. Dit gemiddelde is berekend op basis van de scores van alle ingevulde items op de vragenlijst van de individuele deelnemer op het betreffende meetmoment. Vervolgens zijn de somscores berekend voor alle vragenlijsten. De scores van de IAT bestonden uit effect sizes en de NLT scores uit gemiddelden. De gemiddelden van alle scores zijn in Tabel 1 en Tabel 2 weergegeven voor zowel de COMET als de controle conditie. Er zijn van sommige deelnemers in de COMET-conditie op de IAT of NLT geen datagegevens bekend vanwege technische problemen tijdens de meting.
Er is te zien dat de totaalscore van de RSES in de COMET conditie binnen de categorie ‘normaal zelfbeeld’ valt. In de controle conditie vallen de deelnemers de categorie ‘hoog zelfbeeld’. Uit een onafhankelijke t-test is gebleken dat de COMET conditie significant lager scoort op de voormeting van de RSES dan de controle conditie, met t(54) = -7.13, p <.001, met een hoog effect van d = 1.90. Uit een onafhankelijke t-test is gebleken dat de COMET conditie ook op de SSES voormeting significant lager scoort, met t(54) = -7.30, p <.001, met een hoog effect van d = 1.96. De COMET en controle conditie verschillen niet significant op de IAT en NLT.
In Tabel 1 en 2 is opvallend dat de standaarddeviaties op de metingen van de impliciete maten vrij hoog zijn. Ze zijn in veel gevallen hoger dan het gemiddelde.
Tabel 1
Gemiddelde en Standaarddeviaties (tussen Haakjes) voor RSES, SSES, IAT en NLT op de Voor-, Tussen- en Nameting van de COMET-conditie (N = 27) (hierbij Geldt: hoe Hoger de Scores, hoe Hoger het Expliciete/Impliciete Zelfbeeld).
Voormeting Tussenmeting Nameting
RSES 23.54 (4.65) 24.89 (4.77) 27.18 (4.56) SSES 52.96 (10.43) 57.31 (10.73) 60.96 (11.46) IAT* 0.29 (0.55) 0.35 (0.57) 0.18 (0.60) NLT** 1.19 (0.96) 0.66 (1.01) 1.13 (1.04) * N = 25 op de tussen- en nameting. ** N = 26 op de tussenmeting. Tabel 2
Gemiddelde en Standaarddeviaties (tussen Haakjes) voor RSES, SSES, IAT en NLT op de Voor-, Tussen- en Nameting van Controle Conditie (N = 29) (hierbij Geldt: hoe Hoger de Scores, hoe Hoger het Expliciete/Impliciete Zelfbeeld).
Voormeting Tussenmeting Nameting
RSES 32.07 (4.31) 32.45 (4.31) 32.17 (4.14)
SSES 74.17 (11.25) 72.06 (11.16) 72.90 (9.68)
IAT 0.58 (0.42) 0.31 (0.55) 0.48 (0.50)
NLT 0.41 (1.29) 0.46 (1.27) 0.77 (1.17)
3.3 Outliers
Er is gekeken naar mogelijke outliers door middel van een boxplot (Field, 2013). Op de RSES, SSES, IAT en NLT zijn geen afwijkende outliers gevonden.
3.4 Assumpties hoofdanalyses
De assumptie van normaliteit is geschonden op de tussenmeting van de NLT van de controle conditie, met D(29) = 0.90, p < .05. Een mixed design ANOVA blijkt echter redelijk robuust tegen schendig van deze assumptie (Pallant, 2005). In de COMET-conditie en op de andere metingen van de NLT is de assumptie niet geschonden. Ook is voldaan aan de assumptie op alle metingen van de RSES, SSES en IAT.
De assumptie van sfericiteit is geschonden voor de RSES, χ2
(2) = 16.43, p < .001, de SSES, χ2
geschonden voor de NLT. De Greenhouse-Geisser geeft voor zowel de RSES, SSES als de IAT een waarde van ε > 0.75. Dit maakt de Greenhouse-Geisser te conservatief, waardoor in de hoofdanalyses wordt gekeken naar de toetsingswaardes met de Huyn-Feldt correctie (Field, 2013).
De assumptie van homogeniteit van varianties is getest met Levene’s test van gelijke varianties. Deze bleek niet significant op de RSES, SSES, IAT en NLT. Hiermee is voldaan aan de assumptie.
3.5 Hoofdanalyses
3.5.1 Is COMET effectief in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld?
Het expliciete zelfbeeld is gemeten met de RSES en de SSES. In Tabel 3 worden de correlaties weergegeven tussen de RSES, SSES, IAT en de NLT. Er is te zien dat de RSES en de SSES op elke meting significant met elkaar samenhangen. De IAT en de NLT laten weinig significante correlaties zien tussen testen en tussen de meetmomenten.
Voor zowel de RSES als de SSES is een mixed design ANOVA analyse uitgevoerd. Hierin zijn beide condities en alle drie de meetmomenten meegenomen. Voor de within-subjects effects wordt, zoals eerder aangegeven, gekeken naar de significantiewaardes met de Huyhn-Feldt correctie. In het testen van contrasten door middel van multiple comparisons, wordt gebruik gemaakt van de Bonferroni correctie.
Uit de resultaten is naar voren gekomen dat er een significant hoofdeffect is voor tijd op RSES, F(1.65, 89.04) = 9.24, p < .05, met een grote effect size van ηp2 = 0.15. Dit houdt in
dat de RSES scores op minstens twee meetmomenten significant van elkaar verschillen. Door naar contrasten te kijken, is gebleken dat de scores op de RSES van de voormeting significant verschillen met de scores op de nameting (p = < .05), waarbij de scores hoger zijn op de nameting (M = 29.77, SD = 4.99) dan op de voormeting (M = 27.95, SD = 6.18).
Er is een significant hoofdeffect voor groep op de RSES, F(1, 54) = 42.43, p < .001, met een grote effect size van ηp2 = 0.44. Dit houdt in dat er op de RSES een significant effect
is gevonden tussen de twee condities.
Er is een significant interactie effect gevonden op de RSES, F(1.65, 89.04) = 8.77 p < .05, met een grote effect size van ηp2 = 0.24. Er is dus een significant verschil in de RSES
scores tussen de groepen over tijd. Het interactie effect op de RSES is verder onderzocht door te kijken naar contrasten. Er is een significant interactie effect op de voor- en nameting van de RSES, F(1, 54) = 11.17, p < .05, met een grote effect size van ηp2 = 0.17.
Tabel 3
Correlaties tussen de RSES, SSES, IAT en NLT op de voor-, tussen- en nameting (respectievelijk vm, tm en nm).
* Correlatie is significant, p < .05. ** Correlatie is significant, p < .001. 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1. RSES vm - 2. RSES tm 0.86** - 3. RSES nm 0.72** 0.88** - 4. SSES vm 0.86** 0.76** 0.64** - 5. SSES tm 0.59** 0.75** 0,73** 0.75** - 6. SSES nm 0.56** 0.70** 0.80** 0.69** 0.85** - 7. IAT vm 0.34* 0.23 0.15 0.23 0.12 0.11 - 8. IAT tm 0.07 0.08 0.08 0.07 -0.04 0.02 0.31* - 9. IAT nm 0.40** 0.29* 0.25 0.38** 0.14 0.26 0.59** 0.20 - 10. NLT vm 0.11 0.06 0.05 0.01 0.04 -0.08 -0.02 -0.02 -0.10 - 11. NLT tm 0.23 0.11 0.09 0.28* 0.19 0.23 0.17 0.12 0.16 0.21 - 12. NLT tm -0.09 -0.20 -0.15 -0.15 -0.27* -0.16 -0.15 -0.09 -0.13 0.38** 0.21 -
Dit houdt in dat het significante verschil in de scores op de voor- en nameting van de RSES significant verschilt tussen de COMET conditie en de controle conditie. Hierbij zijn de gemiddelden op de RSES voormeting van de controle conditie hoger (M = 32.07, SD = 4.31) dan op de voormeting van de COMET conditie (M = 23.53, SD = 4.65). Op de nameting liggen de RSES scores ook hoger bij de controle conditie (M = 32.17, SD = 4.14) dan bij de COMET conditie (M = 27.18, SD = 4.56). Er is ook te zien dat de RSES scores in de COMET conditie hoger zijn op de nameting dan op de voormeting. Deze resultaten worden grafisch weergegeven in Figuur 1. In Tabel 1 is te zien dat de deelnemers in de COMET conditie op de nameting nu gemiddeld vallen binnen de categorie ‘hoog zelfbeeld’.
Figuur 1. Interactie effect (groep x tijd) op de RSES. Met op de x-as de tijd: voormeting (1), tussenmeting (2) en nameting (3) en op de y-as de RSES score voor de COMET conditie (blauw) en de controle conditie (groen).
Op de SSES is een significant hoofdeffect gevonden voor tijd met een gemiddelde effect size, F(1.80, 97.10) = 3.95, p <.05, ηp2 = 0.07. Uit de contrasten blijkt dat de
voormeting significant verschilt met de nameting (p < .05), waarbij de scores op de nameting hoger liggen (M = 66.93, SD = 1.41) dan op de voormeting (M = 63.57, SD = 1.45).
Er is een significant hoofdeffect gevonden voor groep op de SSES, F(1, 54) = 40.06, p < .001, met een grote effect size van ηp2 = 0.43.
Op de SSES is ook een significant interactie effect gevonden, F(1.80, 97.10) = 7.63, p < .05, met een gemiddelde tot grote effect size van ηp2 = 0.12. Uit de contrasten bleek dat de
voormeting significant verschilt van de nameting op de SSES tussen de condities, F(1, 54) = 11.66, p < .05, met een grote effect size van ηp2 = 0.18. Dit houdt in dat het significante
verschil in scores op de voor- en nameting van de RSES significant verschilt tussen de COMET conditie en de controle conditie. Hierbij zijn de gemiddelden op de SSES voormeting van de controle conditie hoger (M = 74.17, SD = 11.25) dan op de voormeting van de COMET conditie (M = 52.96, SD = 10.42). Op de nameting liggen de SSES scores ook hoger bij de controle conditie (M = 72.06, SD = 9.68) dan bij de COMET conditie (M = 60.96, SD = 11.46). Er is ook te zien dat de SSES scores in de COMET conditie hoger zijn op de nameting dan op de voormeting. Deze resultaten worden grafisch weergegeven in Figuur 2.
Figuur 2. Interactie effect (groep x tijd) op de SSES. Met op de x-as de tijd: voormeting (1), tussenmeting (2) en nameting (3) en op de y-as de SSES score voor de COMET conditie (blauw) en de controle conditie (groen).
3.5.2 Is COMET effectief in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld?
Het impliciete zelfbeeld is gemeten met de IAT en NLT. In Tabel 3 is te zien dat ze nauwelijks met elkaar correleren en dat de testen ook niet altijd met zichzelf correleren op andere meetmomenten.
Voor zowel de IAT als de NLT is een mixed design ANOVA analyse uitgevoerd. Bij de IAT was de assumptie van sfericiteit geschonden, waardoor hierbij wordt gekeken naar de significantiewaardes met de Huyn-Feldt correctie voor de testen naar de within-subjects effects (Field, 2013).
Op de IAT is geen significant hoofdeffect voor tijd naar voren gekomen. Er is ook geen sprake van een significant hoofdeffect voor groep of van een significant interactie effect. Op de NLT is geen significant hoofdeffect voor tijd en groep gevonden, maar wel een significant interactie effect, F(2, 106) = 4.47, p < .05, met een gemiddelde effect size van ηp2
= 0.09. Door te kijken naar contrasten, bleek er echter geen significante interactie te zijn voor de voor- en nameting. Er is dus geen verschil in NLT scores op de voor- en nameting tussen de COMET en de controle conditie.
3.6 Onderzoek naar moderatie-effecten 3.6.1 De stabiliteit van het zelfbeeld
Er is gekeken of de SEIS mogelijk een moderator kan zijn in het effect van COMET op het expliciete zelfbeeld, dus op zowel de RSES als op de SSES. Er zijn geen significante outliers op de SEIS.
Door middel van een moderatie analyse met PROCESS is onderzocht of de SEIS score op de voormeting een moderator is op het effect van COMET op de nameting van de RSES. Er is een significant interactie effect gevonden, b = 0.29, 95% CI [-1.39, -0.23], t -2.81, p < .05. Dit houdt in dat de SEIS scores op de voormeting het effect van COMET op de RSES scores beïnvloeden. Het effect van COMET op de RSES scores kan dus verschillen voor verschillende SEIS scores.
In PROCESS worden vervolgens drie modellen weergegeven die deze significante interactie specificeren, wat in Figuur 4 grafisch wordt weergegeven. Op de Y-as wordt de gemiddelde yhat (Ŷ) weergegeven voor de RSES scores op de nameting. Dit zijn de gemiddelden van de voorspelde waardes van de uitkomst (RSES op de nameting), voor deze combinaties van voorspellers (SEIS scores en Groep: COMET of controleconditie). De grafiek geeft dus puur het moderatie-effect weer. Uit de analyse kwam dat als iemand lage scores heeft op de SEIS, dit een significante moderator is in het effect van COMET op de
RSES, b = 8.21, 95% CI [4.47, 11.96], t = 4.02, p < .001. Als iemand gemiddelde scores heeft op de SEIS is dit ook een significante moderator, b = 4.81, 95% CI [2.45, 7.17], t = 4.09, p < .001.
In Figuur 4 is dus te zien dat mensen in de COMET conditie met een (redelijk) stabiel zelfbeeld, een minder effect ervaren van COMET op de verbetering van het expliciete zelfbeeld dan mensen met een instabieler zelfbeeld. In de controle conditie is het tegenovergestelde te zien. Mensen met een stabieler zelfbeeld vertonen een positiever zelfbeeld in vergelijking met mensen met een meer instabiel zelfbeeld.
Figuur 4. Moderatie-effect van de voormeting van SEIS op de RSES nameting scores, voor de COMET en controle conditie. Met op de x-as de SEIS scores: lage scores (-1), gemiddelde scores (0) en hoge scores (1) en op de y-as de gemiddelde Ŷ RSES scores op de nameting voor de COMET conditie (blauw) en de controle conditie (groen).
Daarnaast is gekeken of de SEIS een moderator is in het effect van COMET op de SSES scores op de nameting. Er is een significant interactie effect gevonden, b = 0.70, 95% CI [-3.16, -0.34], t = -2.49, p < .05.
De gespecificeerde interactie wordt grafisch weergegeven in Figuur 5. Op de Y-as wordt de gemiddelde yhat (Ŷ) weergegeven voor de SSES scores op de nameting. Dit zijn de gemiddelden van de voorspelde waardes van de uitkomst (SSES op de nameting), voor deze
combinaties van voorspellers (SEIS scores en Groep: COMET of controleconditie). De SEIS blijkt een significante moderator te zijn in het effect van COMET op de SSES bij lage SEIS scores, b = 19.80, 95% CI [9.92, 29.67], t = 4.02, p < .001. De SEIS is ook een significante moderator bij gemiddelde scores op de SEIS, b = 12.48, 95% CI [6.22, 18.74], t = 4.00, p < .001. De SEIS is geen significante moderator bij hoge SEIS scores.
In Figuur 5 is dezelfde soort moderatie te zien als in Figuur 4. Hier geldt ook dat mensen in de COMET conditie met een (redelijk) stabiel zelfbeeld, een minder effect ervaren van COMET op de verbetering van het expliciete zelfbeeld dan mensen met een instabieler zelfbeeld. In de controle conditie is ook hier het tegenovergestelde te zien: mensen met een stabieler zelfbeeld vertonen een positiever zelfbeeld in vergelijking met mensen met een meer instabiel zelfbeeld.
Figuur 5. Moderatie-effect van de voormeting van SEIS op de SSES nameting scores, voor de COMET en controle conditie. Met op de x-as de SEIS scores: lage scores (-1), gemiddelde scores (0) en hoge scores (1) en op de y-as de gemiddelde Ŷ SSES scores op de nameting voor de COMET conditie (blauw) en de controle conditie (groen).
Er is ook onderzoek gedaan naar de grootte van de discrepantie tussen het expliciete en impliciete zelfbeeld als moderator. Als eerste zijn de gestandaardiseerde scores vastgesteld van de RSES, SSES, IAT en NLT. Vervolgens zijn vier nieuwe variabelen gemaakt die het verschil weergeven tussen deze gestandaardiseerde scores. Er is gekeken naar mogelijke outliers op deze variabelen door middel van een boxplot (Field, 2013). Er is een significante outlier gevonden in de controlegroep op de hoogte van de discrepantie tussen de RSES en de IAT. Daarnaast zijn twee significante outliers gevonden in de controle conditie op de hoogte van de discrepantie tussen de RSES en de NLT. De outliers zijn niet meegenomen in de analyses.
Met PROCESS zijn vervolgens moderatie analyses uitgevoerd op de RSES nameting en op de SSES nameting. In alle analyses zijn geen significante interactie effecten gevonden. Dit betekent dat de hoogte van de discrepantie tussen de gestandaardiseerde scores van de RSES en IAT geen moderator was in het effect van COMET op zowel de RSES en de SSES nameting. Ook was de hoogte van de discrepantie tussen de SSES en IAT geen moderator in het effect van COMET op de RSES en SSES nameting. De hoogte van de discrepantie tussen de RSES en de NLT was geen moderator in het effect van COMET op de RSES en SSES nameting. Tot slot was ook de hoogte van de discrepantie tussen de SSES en NLT geen moderator in het effect van COMET op de RSES en SSES nameting.
3.6.3 Middelengebruik
Daarnaast is met PROCESS onderzoek gedaan naar middelengebruik als moderator, waarbij is gekeken naar het alcohol- en cannabisgebruik. Er is gekeken naar de scores van de AUDIT en de CUDIT van 48 van de 56 deelnemers, omdat de scores van acht deelnemers missen aangezien de twee vragenlijsten nog niet standaard werden afgenomen in het beginstadium van het COMET onderzoek. Door middel van een boxplot is gekeken naar mogelijke outliers. Er was een significante outlier op de AUDIT die niet is meegenomen in de analyses. Op de AUDIT had een aantal van de deelnemers een score van 20 of hoger, wat maakt dat na verwijdering van de outlier nog bij 6.25% van de steekproef sprake kan zijn geweest van alcoholafhankelijkheid. Op de CUDIT zijn drie significante outliers gevonden met een afstand van drie keer de boxbreedte, waarvan twee in de experimentele conditie zaten (Pallant, 2005). Deze outliers hadden een totaalscore van minstens 13, wat betekent dat er mogelijk sprake is geweest van cannabisafhankelijkheid. De data van deze drie deelnemers zijn niet meegenomen in de analyses.
Met PROCESS zijn moderatie analyses uitgevoerd op de RSES en SSES scores op de nameting. Hieruit is geen significant interactie gekomen voor zowel de AUDIT als de CUDIT. Alcohol- en cannabisgebruik modereert het effect van COMET op de RSES en SSES niet.
4. Conclusies en Discussie
4.1 Is COMET effectief in het verbeteren van het expliciete en impliciete zelfbeeld?
Het doel van de huidige studie was om te onderzoeken of COMET effectief is in het verbeteren van het expliciete en impliciete zelfbeeld van jongvolwassenen. Zoals verwacht was COMET effectief in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld. In de huidige studie betekent dit dat COMET heeft geleid tot een verbetering in het algemene expliciete zelfbeeld en in het expliciete zelfbeeld-nu op het gebied van prestaties, uiterlijk en op sociaal gebied. COMET zorgde dus voor een beter expliciet zelfbeeld in vergelijking met het expliciete zelfbeeld voor aanvang van de training en het zorgde voor verbetering over tijd vergeleken met een controle groep, waarin het zelfbeeld redelijk stabiel bleef.
Tegen de verwachting in heeft COMET geen effect gehad op het verbeteren van het impliciete zelfbeeld. COMET had geen effect op de automatische associaties die men heeft tussen zichzelf en concepten als ‘waardeloos’ of ‘bekwaam’, oftewel op de automatische (dis)functionele betekenissen. Het had ook geen effect op de impliciete zelf-evaluatie.
4.2 Verklaringen van de resultaten
4.2.1 Verklaringen van het effect van COMET op het expliciete zelfbeeld
De gevonden resultaten sluiten goed aan bij eerder onderzoek. Doordat COMET al eerder effectief bleek in de verbetering van het expliciete zelfbeeld werd er verwacht dat dit in de huidige studie ook het geval zou zijn (Korrelboom, 2011). Ook doordat COMET eerder effectief is gebleken in het verbeteren van allerlei soorten problematiek als angst, depressie, autonomieproblemen, persoonlijkheidsstoornissen, eetstoornissen en suïcidaliteit (Korrelboom et al., 2009; Korrelboom et al., 2011; Korrelboom, 2011; Korrelboom et al., 2012; Maarsingh et al., 2010).
De resultaten sluiten aan bij de huidige visie van het leren (Bouton, 2002), waarin er vanuit wordt gegaan dat men in behandeling nieuwe associaties aanleert tussen concepten en betekenissen, wat de oude associaties corrigeert. In COMET worden nieuwe functionele betekenissen aangeleerd en voelbaar gemaakt, zodat ze de oude disfunctionele betekenissen
corrigeren. De resultaten tonen aan dat dit het geval geweest is, doordat het expliciete zelfbeeld en daarmee de functionele betekenissen zijn verbeterd.
4.2.2 Verklaring van het effect van COMET op het impliciete zelfbeeld
COMET heeft tegen de verwachtingen in, geen effect gehad op het impliciete zelfbeeld. Het impliciete zelfbeeld is gemeten met de IAT en de NLT. Overeenkomstig met eerdere studies hangen de IAT en NLT niet sterk met elkaar samen (Gebauer, Riketta, Broemer, & Maio, 2008). Dit is omdat ze verschillende specifieke constructen van het impliciete zelfbeeld beogen te meten. Er zijn echter tussen de meetmomenten weinig significante correlaties gevonden. Dit is opvallend gezien er geen significante verschillen zijn gevonden tussen de groepen en over tijd. Er lijken wel veel verschillen te zijn binnen de meetinstrumenten en meetmomenten, doordat de standaarddeviaties van beiden erg hoog lagen. Deze gegevens impliceren dat de maten mogelijk niet betrouwbaar zijn geweest. De deelnemers hebben tijdens het onderzoek aangegeven dat ze doorzagen wat de NLT beoogde te meten. Dit heeft mogelijk hun manier van antwoorden op de vervolgmetingen beïnvloed, doordat de impliciete waarde van de taak daarmee is gedaald. Daarnaast beschrijven Nosek en collega’s (2007) in een review dat men in interventiestudies rekening moet houden met herhaaldelijk gebruik van de IAT. Ze stellen dat de kans groter wordt op een verminderd effect van de IAT in studies die een design gebruiken waarin de IAT herhaaldelijk wordt gemeten over tijd; net als in de huidige studie is gedaan. Mogelijk heeft het herhaaldelijk meten geleid tot een verminderd effect en verminderde correlaties tussen de meetmomenten.
In eerdere interventiestudies naar impliciete associaties zijn echter wel behandeleffecten gevonden. Eerdere studies vinden juist dat impliciete associaties wel te beïnvloeden zijn door een training of interventie (Clerkin et al., 2010; Hakamata et al., 2010; Schoenmakers et al., 2010; Wiers et al., 2011; Teachman et al., 2008; Teachman & Woody, 2003). De steekproeven uit deze studies zijn echter wel gedaan bij deelnemers vanuit een klinische populatie, dus bij deelnemers waarbij een diagnose is vastgesteld aan de hand van de DSM-5 (American Psychiatric Association, 2013). Dit is niet het geval bij de huidige studie. Het kan zijn dat de impliciete associaties bij een klinische populatie veel negatiever en robuuster zijn dan bij een niet klinische populatie. In de huidige studie verschilden de condities ook niet significant van elkaar op de impliciete maten, terwijl dit wel zo was op de expliciete maten. COMET hanteert ook een selectiecriterium dat deelnemers ambivalent tegenover hun zelfbeeld moeten staan. Het kan zijn dat de deelnemers ambivalent zijn, doordat hun impliciete zelfbeeld in verhouding met hun expliciete zelfbeeld minder negatief
of zelfs redelijk positief is. Kortom, wellicht is het impliciete zelfbeeld niet verbeterd doordat dit bij de COMET deelnemers niet veel verschilde van de deelnemers in de controle conditie, die een hoger zelfbeeld hadden.
Het kan ook zijn dat er nog geen verbetering is gevonden op de impliciete maten, omdat dit nog moet komen. Het is voor te stellen dat er meer leerervaringen opgedaan moeten worden om de functionelere impliciete associaties te doen versterken. Het kan zijn dat de effecten van de training pas later effect hebben, doordat de impliciete associaties zullen bijtrekken naar het verhoogde expliciete zelfbeeld. Iemand met een verhoogd expliciet zelfbeeld zal in het dagelijks leven nieuwe positieve leerervaringen ervaren, wat mogelijk meer effect zal hebben op de impliciete processen dan een training als COMET. Dus een hypothese kan zijn dat de impliciete associaties als het ware verbeteren door een verbetering in de expliciete associaties.
Het kan ook zijn dat er geen verbeteringen zijn gevonden op de impliciete maten, doordat COMET te weinig effect heeft op de impliciete processen. Korrelboom en collega’s (2009) stellen dat de technieken ook gelden voor impliciete associaties. Er zijn echter geen specifieke technieken in de COMET training die zich volledig richten op het impliciete gedeelte. Mogelijk is COMET effectiever als er elementen aan de training worden toegevoegd die leiden tot een sterker effect op het impliciete zelfbeeld.
Ondanks dat de huidige resultaten niet overeen komen met de verwachtingen, sluiten ze wel aan bij de theorie van het eerder genoemde duale proces model (Creemers et al., 2013; Wiers et al., 2013). Vanuit dit model gezien, kan er onderscheid gemaakt worden in het expliciete en impliciete zelfbeeld, waardoor ze in de huidige studie apart zijn onderzocht. Dat COMET effectief is geweest voor alleen het expliciete zelfbeeld, is een aanwijzing voor de veronderstelling dat het expliciete en impliciete zelfbeeld twee aparte aspecten zijn die van elkaar kunnen verschillen.
4.3 Onderzoek naar moderatie-effecten
Er is gebleken dat de stabiliteit van het zelfbeeld een moderator is in het effect van COMET op het expliciete zelfbeeld. Dit modererend effect werd gevonden bij mensen met een lage tot gemiddelde mate van instabiliteit. In de COMET conditie bleek dat de deelnemers een minder sterk effect van COMET op het expliciete zelfbeeld hadden ervaren als sprake was van een stabieler zelfbeeld. Het effect van COMET werd sterker bij meer instabiliteit. Het kan zijn dat mensen met een lager zelfbeeld baat hebben bij een instabiel zelfbeeld, doordat ze meer vatbaar zijn voor invloeden vanuit de omgeving zoals een
interventie. In de controle conditie was sprake van het tegenovergestelde. De deelnemers hadden een positiever zelfbeeld bij een lage mate van instabiliteit, dus bij een stabiel zelfbeeld. Uit onderzoek is gebleken dat mensen met een stabiel positief zelfbeeld minder worden beïnvloed door specifieke gebeurtenissen in de omgeving, in verhouding tot mensen met een instabiel positief zelfbeeld (Kernis, 2003). Dit maakt dat de evaluatie over het algemeen positief is. Dit komt overeen met de gevonden moderatie-effecten.
Daarnaast is onderzoek gedaan naar moderatie-effecten van de grootte van de discrepantie in iemands zelfbeeld, dus naar de grootte van het verschil tussen iemands expliciete en impliciete zelfbeeld. Er bleek dat de grootte van de discrepantie geen moderator was in het effect van COMET op het expliciete zelfbeeld. Het impliciete zelfbeeld verschilde in de huidige studie niet tussen de groepen en tussen de metingen. Dit kan een gevolg geweest zijn van het gegeven dat de selectie alleen is gebaseerd op het expliciete zelfbeeld. Het kan zijn dat dit heeft geleid tot te weinig variatie in de variabele ‘grootte van de discrepantie’. Door deze manier van selecteren is ook bepaald dat alleen deelnemers in de studie zijn geïncludeerd die een laag expliciet zelfbeeld hadden. Daardoor is de groep weggevallen die een hoog expliciet zelfbeeld en een laag impliciet zelfbeeld hadden, terwijl dit in de literatuur ook naar voren komt als een kwetsbaar type zelfbeeld wat vatbaar is voor problematiek (Creemers et al., 2012; Creemers et al., 2013). Naast de manier van selecteren, kunnen er nog meer redenen zijn voor het niet gevonden moderatie-effect. Zoals eerder beschreven, kwam uit de correlaties naar voren dat de kans aanwezig is dat de impliciete maten weinig betrouwbaar waren. Als dit het geval is geweest, is er ook geen juiste discrepantie gemeten. In de volgende paragraaf wordt dieper ingegaan op beperkingen en aanbevelingen voor vervolgonderzoek rondom de discrepantie.
Ook is onderzoek gedaan naar moderatie-effecten van middelengebruik. Er zijn geen significante moderatie-effecten gevonden voor alcohol- en cannabisgebruik op het effect van COMET op het expliciete zelfbeeld. In deze populatie jongvolwassenen lijkt alcohol- en/of cannabisgebruik niet te interfereren met het behandeleffect. Vanwege statistische redenen zijn een aantal deelnemers niet meegenomen in deze analyses. Deelnemers die erg afwijkend scoren, kunnen de analyses beïnvloeden, waardoor deze zogenoemde outliers eruit zijn gehaald (Pallant, 2005). Inhoudelijk zijn deze deelnemers juist interessant om mee te nemen. Alleen was het aantal deelnemers te klein en verschilden ze in te extreme mate van de rest, waardoor dit kan leiden tot grote vertekeningen in de statistische analyses. Op de AUDIT is één outlier weggehaald die een significant hogere score had. Er zaten nog twee deelnemers in de analyse die een score van 20 of hoger hadden, wat betekent dat ze kans hadden op de
