MASTERTHESIS
Erwin Krediet
Universiteit van Amsterdam
2015
De relatie tussen copingmotieven, werkgeheugencapaciteit en
impliciete cognitieve processen binnen een klinische populatie van
abstinente alcoholverslaafden
Naam: Erwin Krediet
Studentnummer: 0579343
Afstudeerrichting: Klinische Psychologie
Supervisor: Esther Beraha
Tweede beoordelaar: Reinout Wiers
1 ABSTRACT
Steeds meer studies tonen aan dat impliciete cognitieve processen een belangrijke rol kunnen spelen bij alcoholgebruik. Impliciete cognitieve processen, zoals automatische geheugenassociaties met alcohol, een automatische neiging de aandacht op alcoholstimuli te richten (aandachtsbias) en deze stimuli te benaderen (toenaderingsbias), blijken bijvoorbeeld problematisch drinkgedrag te voorspellen. Daarnaast blijkt het ervaren van negatieve emoties een bias voor alcoholstimuli te kunnen versterken bij mensen die drinken om negatieve emoties te reduceren (copingmotief). Indirecte metingen van deze processen zijn echter niet procespuur. Een grotere werkgeheugencapaciteit blijkt namelijk een minder sterke bias voor alcoholstimuli te voorspellen. In deze studie werd onderzocht hoe deze variabelen zich tot elkaar verhouden binnen een klinische populatie van abstinente alcoholverslaafden. Alle deelnemers ondergingen een negatieve stemmingsinductie. Vervolgens werden een aandachtsbias (Dot-Probe Task met twee aanbiedingstijden; 500 en 1500 ms) en toenaderingsbias (Approach-Avoidance Task) voor alcoholstimuli, en automatische geheugenassociaties tussen alcohol en ontspannen (Brief Implicit
Association Test), in kaart gebracht. Werkgeheugencapaciteit werd gemeten met de Self-Ordered Pointing Task en copingmotieven met de Drinking Motives Questionnaire-Revised (DMQ-R). Tegen de
verwachting in, bleek een sterker copingmotief geen sterkere bias voor alcoholstimuli te voorspellen, en bleek de werkgeheugencapaciteit deze relatie niet te modereren. Wel bleek de werkgeheugencapaciteit onverwachts positief te correleren met een aandachtsbias (500 ms) en toenaderingsbias voor alcoholstimuli. De afwezigheid van een relatie tussen de copingmotieven en een bias voor alcoholstimuli, kan mogelijk worden verklaard door de beperkte effectiviteit van de stemmingsinductie, de klinische behandelcontext, het correlationele design, of op basis van een gewoontevormingsmodel van verslaving. Voor de onverwachte positieve correlaties tussen de werkgeheugencapaciteit en een bias voor alcoholstimuli worden diverse verklaringen geboden, die in methodologisch sterker vervolgonderzoek zullen moeten worden getoetst.
2 INHOUDSOPGAVE
1. INLEIDING ... 3
1.1. Duale procesmodellen ... 3
1.2. Indirecte metingen van impliciete processen ... 4
1.3. Negatief affect, copingmotieven en impliciete processen ... 5
1.4. Werkgeheugencapaciteit en metingen van impliciete processen ... 6
1.5. Het huidige onderzoek ... 7
2. MATERIAAL & METHODE ... 8
2.1. Deelnemers en werving ... 8 2.2. Metingen ... 8 2.2.1. Vragenlijsten ... 8 2.2.2. Computertaken ... 9 2.3. Stemmingsinductie ... 11 2.4. Procedure ... 11
2.5. Datavoorbereiding en statistische analyses... 11
3. RESULTATEN ... 13
3.1. Steekproefkarakteristieken ... 13
3.2. Stemmingsinductie ... 14
3.3. Correlaties tussen copingmotieven en de bias-scores ... 14
3.4. Correlaties tussen werkgeheugencapaciteit en de bias-scores ... 14
3.5. Interacties tussen copingmotieven en werkgeheugencapaciteit op de bias-scores ... 15
3.6 Exploratieve analyses ... 16
4. DISCUSSIE ... 17
3 1. INLEIDING
Alcoholverslaving is een groot probleem. Rond de 0.7% van de Nederlandse bevolking voldoet aan de diagnose alcoholafhankelijkheid, en in veel andere landen ligt dit percentage nog een stuk hoger (World Health Organisation, 2014). Wereldwijd is 3.8% van de sterfgevallen en 4.6% van alle ziektes en verwondingen toe te schrijven aan alcoholgebruik (Rehm et al., 2009), en daarnaast brengt alcoholgebruik ook grote sociaaleconomische kosten met zich mee (Volkow & Li, 2005; Rehm et al., 2006). Er zijn vele soorten psychosociale en farmacologische behandelingen voor alcoholverslaving beschikbaar, maar de effectiviteit van deze behandelingen is beperkt (Cutler & Fishbain, 2005; Berglund, 2004). Tot 70% van de patiënten die een psychosociale behandeling ondergaat valt binnen een jaar weer terug (Swift, 1999), en slechts rond een op de negen patiënten die een farmacologische behandeling ondergaat bereikt volledige abstinentie (Rosner et al., 2010a; Rosner et al., 2010b). Het is daarom van groot belang om meer inzicht te krijgen in de factoren die een rol spelen bij het ontstaan en in stand houden van een alcoholverslaving, en om op basis van deze inzichten bestaande behandelingen te verbeteren.
1.1. Duale procesmodellen
Voor lange tijd werd om verslavingsgedrag te begrijpen de nadruk gelegd op rational decision making (Wiers & Stacy, 2006). Mensen zouden rationele afwegingen maken van de voor- en nadelen van gebruik en op basis daarvan beslissingen nemen. De afgelopen decennia is er echter steeds meer bewijs gevonden voor het belang van impliciete cognitieve processen bij verslavingsgedrag (voor een review zie Stacy & Wiers, 2010). Impliciete cognitie veronderstelt dat de meest invloedrijke cognities diegene zijn die spontaan worden geactiveerd tijdens kritieke keuzemomenten (Stacy & Wiers, 2010). Op basis van de opgedane inzichten uit onderzoek naar impliciete cognitie zijn er diverse duale procesmodellen ontwikkeld om verslavingsgedrag beter te begrijpen (zie Wiers et al., 2007). Deze modellen verschillen in de specifieke details, maar ze hebben in gemeen dat er een onderscheid wordt gemaakt tussen twee soorten processen die betrokken zouden zijn bij verslavingsgedrag: relatief snelle, associatieve, impulsieve processen (vanaf nu “impliciet”), die moeilijk te controleren zouden zijn; en relatief langzame, controlerende, reflectieve processen (vanaf nu “reflectief”), waarbij sprake zou zijn van het gebruik van bewuste overwegingen.
Alcoholgebruik begint vaak bewust, maar door herhaald gebruik van alcohol zouden door klassieke conditioneringsprocessen automatische geheugenassociaties met alcohol ontstaan (Wiers, 2009). Daardoor worden stimuli die alcoholgebruik voorspellen steeds aantrekkelijker en wordt het impulsieve systeem steeds gevoeliger voor deze stimuli (incentive sensitization; Robinson & Berridge, 2003). Met als gevolg dat deze stimuli buitenproportioneel de aandacht trekken, en de kans om ze te negeren steeds kleiner wordt (Franken, 2003). Dit wordt ook wel een aandachtsbias genoemd. Daarnaast zou een geconditioneerde stimulus met incentive salience werken als een ‘motivationele magneet’ (Berridge, Robinson & Aldridge, 2009), waardoor er ook een toenaderingsbias voor alcoholstimuli kan ontstaan. Door frequent alcoholgebruik zullen impliciete processen dus een steeds sterkere invloed op de informatieverwerking uit gaan oefenen. Alhoewel de invloed van deze impliciete processen op alcoholgebruik volgens duale-procesmodellen door de reflectieve processen zou kunnen worden gecontroleerd wanneer men hiervoor genoeg motivatie en vermogen bezit (voor een model zie Wiers et al., 2007), kan frequent en langdurig alcoholgebruik dit vermogen juist aantasten (Loeber et al., 2009; Stacy & Wiers, 2010). Alcoholverslaving ontstaat volgens duale procesmodellen dus door een verstoorde balans tussen de relatieve sterkte van impliciete en reflectieve processen, en door frequent alcoholgebruik wordt deze verstoorde balans vervolgens in stand gehouden.
4 1.2. Indirecte metingen van impliciete processen
Er zijn diverse taken gebruikt en ontwikkeld om impliciete processen op een indirecte manier te meten. Een veelgebruikte taak om automatische geheugenassociaties te meten is de Implicit Association Test (IAT; Greenwald, McGhee & Schwartz, 1998). De IAT is een categorisatietaak waarin stimuli uit verschillende categorieën zo snel mogelijk aan een gedeelde toets moeten worden toebedeeld, en de veronderstelling is dat dit sneller gaat wanneer deze in het geheugen met elkaar worden geassocieerd. Uit onderzoek met de IAT blijkt dat alcoholgebruikers zowel positieve als negatieve associaties vertonen met alcohol (De Houwer et al., 2004; Wiers et al. 2002, 2005; Houben & Wiers, 2008b), en dat alcohol daarnaast ook wordt geassocieerd met opwinding (De Houwer et al. 2004; Wiers et al., 2002; Houben & Wiers, 2006a), sedatie (Houben & Wiers, 2006a) en toenadering (Ostafin & Palfai, 2006). De sterkte van deze associaties blijkt alcoholgebruik en/of aan gebruik gerelateerde problemen te voorspellen, en variantie te verklaren die niet wordt verklaard door metingen van expliciete alcoholcognities (Houben & Wiers, 2008a; Jajodia & Earleywine, 2003; Ostafin & Palfai, 2006; Wiers et al., 2002).
Binnen onderzoek naar een aandachtbias voor alcoholstimuli wordt veel gebruik gemaakt van de dot-probe task (DPT; Mathews & MacLeod, 1986). Binnen deze taak worden voor korte duur tegelijkertijd een afbeelding van een alcohol- en gematchte neutrale stimulus (bijv. van frisdrank) gepresenteerd, en achter een van deze afbeeldingen verschijnt vervolgens een probe waarop zo snel mogelijk moet worden gereageerd. De veronderstelling is dat mensen met een aandachtsbias voor alcoholstimuli sneller zullen reageren als de probe achter de alcoholafbeelding verschijnt. Uit onderzoek met deze taak blijkt dat alcoholverslaafden en zware drinkers een sterkere aandachtsbias voor alcoholstimuli vertonen dan lichte drinkers. (voor een review zie Field & Cox, 2008). Verder blijkt dat deze aandachtsbias de mate van alcoholcraving (Field et al., 2004), alcoholgebruik (Miller & Fillmore, 2009), en de kans op terugval bij alcoholverslaafden tijdens of na behandeling (Garland, Franken & Howard, 2012) voorspelt.
Tot slot wordt binnen studies waarin een toenaderingsbias voor alcohol wordt onderzocht vaak gebruik gemaakt van de Approach-Avoidance Task (AAT; Rinck & Becker, 2007). In de AAT is de opdracht om op basis van een irrelevante eigenschap (bijv. portret- of landschapformaat) van alcohol- en gematchte controle-afbeeldingen (bijv. van frisdrank) een joystick zo snel mogelijk naar men toe te trekken (toenadering) of van men af te duwen (vermijding). De veronderstelling bij deze taak is dat mensen met een toenaderingsbias voor alcoholstimuli de joystick bij de alcoholafbeeldingen sneller naar zich toe zullen trekken dan van zich af zullen duwen. Op basis van onderzoek met deze taak blijkt dat zware drinkers, maar niet lichte drinkers, een toenaderingsbias voor alcoholstimuli vertonen (Wiers, Rinck, Dictus & Van den Wildenberg, 2009). Daarnaast blijkt een toenaderingsbias voor alcoholstimuli op basis van studies met soortgelijke taken, de mate van alcoholcraving (Field et al., 2008) en problematisch drinkgedrag (Christiansen, Cole & Goudi, 2012) te voorspellen. Verder blijkt het volgen van een training om een toenaderingsbias voor alcoholstimuli te verminderen de behandeluitkomst te kunnen verbeteren (Wiers, Eberl, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2011). Dit effect blijkt te worden gemedieerd door veranderingen in de toenaderingsbias (Gladwin et al., 2015; Eberl et al., 2013), wat een causale invloed van de toenaderingsneiging op alcoholgebruik suggereert.
Metingen van impliciete processen blijken dus alcoholgebruik en aan gebruik gerelateerde processen te voorspellen. Alhoewel de voorspellende waarde van metingen van impliciete processen ook minimale variantie deelt met de voorspellende waarde van metingen van expliciete alcoholcognities, wordt door beide soorten metingen vooral unieke variantie in drinkgedrag voorspelt (voor meta-analyses zie Reich, Below & Goldman, 2010; Rooke, Heine & Thorsteinsson, 2008). Dit biedt mogelijk een verklaring voor de relatief beperkte effectiviteit van de standaardbehandelingen voor alcoholverslaving, die nauwelijks van invloed lijken te zijn op impliciete processen (zie bijv. Wiers et al., 2005). Daarnaast benadrukt dit het belang van onderzoek naar impliciete processen, wat mogelijk bij zou kunnen dragen aan het verbeteren van de effectiviteit van bestaande behandelingen en aan het ontwikkelen van potentiële nieuwe behandelingen voor alcoholverslaving.
5 1.3. Negatief affect, copingmotieven en impliciete processen
Volgens het affective processing model of negative reinforcement van Baker et al. (2004), is het ontsnappen aan en vermijden van negatief affect een van de belangrijkste oorzaken van verslavingsgedrag. Problematisch alcoholgebruik wordt dan ook vaak geassocieerd met drinken vanuit een copingmotief - het gebruik van alcohol om negatieve emoties te reduceren (Cooper, 1995). Uit onderzoek blijkt dat de sterkte van een copingmotief alcoholconsumptie voorspelt, en dat deze relatie afhankelijk is van de hoeveelheid stress die iemand ervaart (Abbey et al, 1993).
Diverse studies tonen aan dat het ervaren van negatieve emoties, afhankelijk van de sterkte van een copingmotief, van invloed kan zijn op impliciete processen. Zo blijkt dat een negatieve stemmingsinductie alleen bij mensen met een relatief sterk copingmotief tot een toename in alcohol-toenadering-associaties leidt (Ostafin & Brooks, 2011). Een soortgelijk resultaat werd gevonden binnen een studie waarin de huidige ervaring van depressieve symptomen als voorspeller werd gebruikt (Ralston & Palfai, 2012). Daarnaast blijkt dat een negatieve stemmingsinductie, het ervaren van stress, of blootstelling aan negatieve emotionele primes, bij mensen met een relatief sterk copingmotief tot een toename van een aandachtsbias voor alcoholstimuli kan leiden (Field & Powell, 2007; Field & Quigley, 2009; Grant, Stewart & Birch, 2007; Stewart, Hall, Wilkie & Birch, 2002). In diverse andere studies bleek een negatieve stemmingsinductie of blootstelling aan negatieve emotionele primes echter niet tot een toename van een aandachtsbias (Birch et al., 2008; Emery & Simons, 2015) of van alcoholgerelateerde geheugenassociaties (Birch et al., 2008) te leiden, bij mensen met een relatief sterk copingmotief. In twee recente studies bleken ook de effecten van een negatieve stemmingsinductie of blootstelling aan negatieve emotionele primes op een toenaderingsbias niet door copingmotieven te worden gemodereerd (Ralston, Palfai & Rinck, 2013; Cousijn, Luijten & Wiers, 2014). Hier zijn diverse mogelijke verklaringen voor te bieden.
Ten eerste werden in de studie van Birch et al. (2008), associaties tussen alcohol en beloning, en alcohol en relief gemeten. Volgens Ostafin en Brooks (2011) zou een copingdrinker die een negatieve stemming ervaart, alcohol in een bredere categorie van ‘goed en te benaderen’ kunnen ervaren, in plaats van ‘goed’ op te delen in de meer specifieke categorieën van beloning en relief. Dit zou daarom de kans op het vinden van een door de negatieve stemmingsinductie teweeggebrachte toename, in het verschil tussen de sterkte van deze geheugenassociaties kunnen hebben verkleind. Ten tweede werd er in de studies die geen effect vonden gebruik gemaakt van een musical mood induction procedure (MMIP; Birch et al., 2008; Emery & Simons, 2015), een depressieve stemmingsinductie op basis van een videoclip (Ralston et al., 2013), of negatieve emotionele primes (Cousijn et al., 2014). Dergelijke stemmingsinducties of primes zijn waarschijnlijk niet representatief voor situaties waarin copingdrinkers in het dagelijks leven alcohol drinken om negatieve emoties te reduceren, wat de kans zou kunnen hebben verkleind dat het motivationele netwerk omtrent alcoholgebruik werd geactiveerd (Ostafin & Brooks, 2011). Tot slot vonden al deze onderzoeken plaats onder studenten. Van studenten is bekend dat ze ondanks hun hoge mate van alcoholconsumptie, vooral drinken vanuit enhancement en sociale motieven, en relatief minder vanuit een copingmotief (Cooper, 1994). Cousijn et al. (2014) suggereren op basis hiervan dat een toenaderingsneiging voor alcoholstimuli in een negatieve context wellicht pas wordt geactiveerd wanneer een bepaalde treshold van copingmotieven wordt bereikt, wat vermoedelijk eerder het geval zal zijn bij mensen met een alcoholverslaving.
Alhoewel impliciete processen in diverse studies dus niet leken te worden beïnvloed door een negatieve stemmingsinductie, of afhankelijk leken te zijn van de sterkte van een copingmotief, werd een dergelijke relatie in de meerderheid van de studies wel gevonden. Gezien de invloed die van impliciete processen lijkt uit te gaan op alcoholgebruik, en gezien de veronderstelde rol van het ervaren van negatieve emoties bij problematisch drinkgedrag, is het dan ook van groot belang om te onderzoeken hoe deze variabelen zich tot elkaar verhouden binnen alcoholverslaafden.
6 1.4. Werkgeheugencapaciteit en metingen van impliciete processen
Binnen onderzoek vanuit een duaal-procesperspectief, is er voor lange tijd vanuit gegaan dat impliciete en reflectieve processen tot twee onafhankelijke systemen behoren. Deze strikte tweedeling tussen beide soorten processen wordt echter door steeds meer onderzoekers bekritiseerd (zie bijv. Keren & Schul, 2009; Moors & De Houwer, 2006). Impliciete processen zouden van invloed kunnen zijn op de meer reflectieve informatieverwerking, en (elementen van) reflectieve processen zouden daarnaast impliciete processen kunnen beïnvloeden (zie bijv. Keren & Schul, 2009; Hassin, Bargh & Zimmerman, 2009; McBride, Boy, Husain & Sumner, 2012).
Ook de metingen die worden verricht met de veelgebruikte meetinstrumenten om impliciete processen in kaart te brengen, blijken onderhevig te zijn aan een invloed van reflectieve processen. Prestaties op de DPT blijken bijvoorbeeld te kunnen worden beïnvloed door het werkgeheugen (zie bijv. Friese, Bargas-Silva, Hofmann & Wiers, 2010). Een dergelijke bevinding is verklaarbaar, aangezien de DPT een temporele dimensie bevat. De aanbiedingstijden van de afbeeldingen waarachter een probe verschijnt, variëren in verschillende onderzoeken van 50 tot 2000 ms, en naarmate deze tijd toeneemt is er een grotere invloed van reflectieve processen te verwachten (zie ook Gladwin, Figner, Crone & Wiers, 2011). Vooral voor de langere aanbiedingstijden is het de vraag in hoeverre er überhaupt nog impliciete processen worden gemeten, aangezien de focus van de aandacht onafhankelijk van de initiële neiging overal zou kunnen zijn. Verschillende aanbiedingstijden leiden dan ook tot verschillende resultaten. Abstinente alcoholverslaafden blijken bijvoorbeeld een aandachtsbias voor alcoholstimuli te vertonen bij een aanbiedingstijd van 50 ms (Noël et., 2006; Vollstädt-Klein et al., 2009), terwijl ze bij een aanbiedingstijd van 500 ms in sommige studies juist een vermijdingsbias vertonen voor alcoholstimuli (Townshend & Duke,2007; Vollstädt-Klein et al., 2009). Volgens Noël et al. (2006) zouden deze bevindingen kunnen worden verklaard op basis van een waakzaamheid-vermijding patroon wat ook bij onderzoek naar fobieën gevonden is (zie bijv. Mogg & Bradley, 2006). Des te langer abstinente alcoholverslaafden bloot worden gesteld aan alcoholstimuli, des te sterker de neiging of het vermogen zou worden om – op basis van de inspanning abstinent te blijven – alcoholstimuli juist te vermijden.
Ook op een taak als de AAT blijkt het werkgeheugen van invloed te kunnen zijn (Sharbanee et al. 2013). Waarschijnlijk vanwege het beroep wat hierop moet worden gedaan om de taakinstructie op te volgen. Op de trials waarin alcoholafbeeldingen naar men toe getrokken moeten worden, zou er door iemand met een toenaderingsbias voor alcoholstimuli weinig beroep op het werkgeheugen hoeven te worden gedaan. Op de trials waarop alcoholafbeeldingen moeten worden weggeduwd, zal een dergelijk persoon vanwege de incongruentie met de aanwezige toenaderingsneiging echter een groter beroep moeten doen op het werkgeheugen, met langzamere reactietijden op de vermijdingtrials dan op de toenaderingtrials als gevolg. Probleemdrinkers met een lagere werkgeheugencapaciteit leken in de studie van Sharbanee et al. (2013) daardoor een sterkere toenaderingsbias te vertonen dan probleemdrinkers met een grotere werkgeheugencapaciteit, en verschillen in reactietijden op deze taak kunnen dus zowel worden veroorzaakt door verschillen in de impliciete actietendens, als door verschillen in de werkgeheugencapaciteit.
Tot slot blijkt het werkgeheugen ook van invloed te kunnen zijn op de prestaties op de IAT. (Klauer, Schmitz, Mocigemba & Voss, 2010). Voor deze bevinding kan een soortgelijke verklaring worden gegeven als bij de AAT. Wanneer categorieën die in het geheugen sterk met elkaar zijn geassocieerd aan een zelfde toets moeten worden toebedeeld, is de taakopdracht congruent met deze associaties, en hoeft er voor het geven van een correcte respons weinig beroep te worden gedaan op het werkgeheugen. Dit in tegenstelling tot de incongruente trials, die meer van het werkgeheugen vragen, en waar afhankelijk van de werkgeheugencapaciteit dus langzamere reactietijden en/of meer fouten worden verwacht dan op de congruente trials.
De gebruikte meetinstrumenten om impliciete processen in kaart te brengen zijn dus niet proces-puur. Volgens Sherman, Klauer & Allen (2010), zal elke taak die een observeerbare respons vraagt (bijv. het drukken op een knop), nooit totaal automatisch kunnen worden uitgevoerd. Onderzoekers op het gebied van impliciete cognitie zullen dit erkennen, maar dit brengt wel complicaties met zich mee bij het interpreteren van de resultaten die op basis van dit soort onderzoek
7 worden opgedaan. Wanneer twee verschillende groepen drinkers op basis van een meetinstrument bijvoorbeeld lijken te verschillen op alcoholgerelateerde geheugenassociaties, of een aandachts- of toenaderingsbias voor alcoholstimuli, dan kan dit zowel worden veroorzaakt door een daadwerkelijk verschil in deze impliciete processen, als door verschillen in de executieve functies tussen de groepen. Dit benadrukt het belang van het in kaart brengen van de sterkte van executieve functies binnen een onderzoekspopulatie, zodat hier rekening mee gehouden kan worden bij de data-analyse en de interpretatie van de resultaten. Een tweede doel van het huidige onderzoek was dan ook om de invloed van het werkgeheugen op metingen van impliciete processen bij alcoholverslaafden in kaart te brengen, en om te onderzoeken in hoeverre de potentiële relatie tussen de copingmotieven en impliciete processen hierdoor wordt beïnvloed.
1.5. Het huidige onderzoek
In het huidige onderzoek werden bij abstinente alcoholverslaafden de werkgeheugencapaciteit en copingmotieven in kaart gebracht, en na een negatieve stemmingsinductie werden vervolgens geheugenassociaties tussen alcohol en ontspannen (Brief Implicit Association Test; BIAT; Sriram & Greenwald, 2009), een aandachtsbias (DPT), en een toenaderingsbias (AAT) voor alcoholstimuli gemeten.
Binnen de BIAT werden associaties tussen alcohol en ontspannen gemeten, omdat het reduceren van negatieve emoties een belangrijke functie van het gebruik van alcohol bij copingdrinkers blijkt te zijn. Er werd verwacht dat een sterker copingmotief sterkere associaties tussen alcohol en ontspannen zou voorspellen. Daarnaast werd verwacht dat een grotere werkgeheugencapaciteit, minder sterke BIAT-effecten zou voorspellen. Tot slot werd daarom verwacht dat de relatie tussen copingmotieven en alcohol-ontspannen-associaties zou worden gemodereerd door de capaciteit van het werkgeheugen, met een sterkere relatie bij een lagere werkgeheugencapaciteit als gevolg.
Binnen de DPT werden zowel aanbiedingstijden van 500 ms als van 1500 ms gebruikt. Er werd verwacht dat een sterker copingmotief een sterkere aandachtsbias (of minder sterke vermijdingsbias) voor alcoholstimuli zou voorspellen bij beide aanbiedingstijden. Daarnaast werd op basis van het veronderstelde waakzaamheid-vermijding patroon (Noël et al., 2006) wat binnen deze populatie aanwezig zou kunnen zijn, verwacht dat een grotere werkgeheugencapaciteit een zwakkere aandachtsbias (of sterkere vermijdingsbias) zou voorspellen bij beide aanbiedingstijden, en werd ook verwacht dat deze relatie sterker zou zijn bij stimuli die voor 1500 ms dan bij stimuli die voor 500 ms werden aangeboden. Tot slot werd verwacht dat bij beide aanbiedingstijden de relatie tussen copingmotieven en een aandachtsbias voor alcoholstimuli zou worden gemodereerd door de werkgeheugencapaciteit, met een sterkere relatie bij een lagere werkgeheugencapaciteit als gevolg.
Bij de AAT werd verwacht dat een sterker copingmotief een sterkere toenaderingsbias zou voorspellen. Daarnaast werd op basis van de resultaten van de studie van Sharbanee et al. (2013) verwacht dat een grotere werkgeheugencapaciteit een minder sterkere toenaderingsbias zou voorspellen, en werd een sterkere relatie tussen de werkgeheugencapaciteit en de prestatie op de vermijdingtrials dan tussen de werkgeheugencapaciteit en de prestatie op de toenaderingtrials verwacht. Tot slot werd verwacht dat de relatie tussen copingmotieven en een toenaderingsbias zou worden gemodereerd door de werkgeheugencapaciteit, met een sterkere relatie bij een lagere werkgeheugencapaciteit als gevolg.
8 2. MATERIAAL & METHODE
2.1. Deelnemers en werving
Honderdzevenenvijfitg recentelijk gedetoxtificeerde alcoholverslaafden die een behandeling volgden (82.2% klinisch) voor hun verslaving, werden geworven binnen de volgende vijf Nederlandse behandelcentra: SolutionS kliniek te Voorthuizen (69.4%), The Home Clinic te Weesp (thuisbehandeling; 17.8%), U-Center te Epen (10.2%), Ready for Change te Rotterdam (1.3%), en Terwille te Groningen (1.3%). Alle deelnemende patiënten ondertekenden de instemmingsverklaring en werden geïncludeerd wanneer er werd voldaan aan de volgende inclusiecriteria: (i) een huidige DSM-IV diagnose voor alcoholafhankelijkheid; (ii) leeftijd tussen de 18 en 70 jaar; (iii) minimaal 21 alcoholische consumpties per week gedurende 30 dagen in de 90 dagen voor inclusie; (iv) niet langer dan 21 dagen abstinent voor inclusie; en (v) beheersing van de Nederlandse taal. Daarnaast werden patiënten geëxcludeerd wanneer er werd voldaan aan een of meerdere van de volgende exclusiecriteria: (i) alcoholverslaving is niet de primaire verslaving (met uitzondering van nicotine, cannabis en tabak); (ii) ernstige psychische stoornis (zoals schizofrenie, bulimia, anorexia of suïcidaliteit) met uitzondering van depressie en/of een angst- of bipolaire stoornis; (iii) cognitieve beperking die kan interfereren met het begrip van de studie; (iv) meer dan 7 dagen een klinische behandeling voor verslaving gevolgd in de 30 dagen voor inclusie; en (v) het gebruik van anticraving-medicatie gedurende de 3 maanden voor inclusie. De studie was goedgekeurd door de medische ethische toetsingscommissie (METC) van het Academisch Medisch Centrum (AMC). 2.2. Metingen
Deze studie maakte gebruik van de voormeting van een groter onderzoeksproject naar de effectiviteit van baclofen voor de behandeling van alcoholverslaving. Hieronder worden alleen de metingen die voor de huidige studie van belang zijn besproken.
2.2.1. Vragenlijsten
Alcohol Use Disorders Identification Test. De Nederlandse vertaling (Schippers & Broekman, 2010) van
de Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT; Babor, Higgins-Biddle, Saunders & Monteiro, 2001) werd gebruikt om de mate van problematisch alcoholgebruik vast te stellen. De AUDIT bestaat uit 10 items (met per item een vijfpunts Likertschaal) omtrent alcoholconsumptie en alcoholgerelateerde problemen. De totale score kan variëren van 0 tot 40. Een score boven de 8 wordt gezien als een indicatie voor riskant en/of schadelijk alcoholgebruik, en een score van boven de 20 als een indicatie voor alcoholverslaving (Babor et al., 2001). Op basis van onderzoek met diverse soorten steekproeven kunnen de test-hertest betrouwbaarheid en interne consistentie als goed worden beschouwd (Reinert & Allen, 2002).
Timeline Follow-Back. De Timeline Follow-Back (TLFB; Sobell & Sobell, 1992) werd gebruikt om het
aantal alcoholconsumpties (in standaardeenheden) van de afgelopen maand in kaart te brengen. In de TLFB wordt een persoon op basis van een kalender begeleid bij het maken van een zo nauwkeurig mogelijke schatting van de mate en frequentie van gebruik. Op basis van onderzoek binnen diverse populaties kan de test-hertest betrouwbaarheid van de TLFB als goed worden beschouwd (Sobell & Sobell, 1992).
EUROPASI. Vraag 25 (“In hoeverre vindt u op dit moment behandeling belangrijk voor deze problemen
met alcohol”) van de EUROPASI (Blacken et al., 1994) werd gebruikt om de motivatie voor de behandeling in kaart te brengen, waarop doormiddel van een vijfpunts Likertschaal kon worden geantwoord.
9
Drinking Motives Questionnaire-Revised. De Nederlandse vertaling (Wiers en Empelen, 2002) van de
Drinking Motives Questionnaire-Revised (DMQ-R; Cooper, 1994), werd gebruikt om motieven voor het
gebruik van alcohol in kaart te brengen. De DMQ-R bestaat uit vier schalen met vijf stellingen per schaal, maar voor dit onderzoek zijn alleen de antwoorden op de items van de copingschaal van belang. Per stelling geeft men aan (op een vijfpunts Likertschaal) in hoeverre de stelling op zijn of haar drinkgedrag van toepassing is. De mate waarin iemand alcohol drinkt vanuit een bepaald motief wordt bepaald door de gemiddelde score op de stellingen van de desbetreffende schaal te berekenen. De psychometrische kwaliteiten van de DMQ-R zijn goed (Cooper, 1994), met inter-item correlaties van rond de r = 0.80 voor de copingschaal.
Beck Depression Inventory-II. De Nederlandse vertaling (BDI-II-NL; Van der Does, 2002) van de Beck
Depression Inventory-II (BDI-II; Beck, Steer, Ball & Ranieri, 1996) werd gebruikt om de mate van
depressiviteit te bepalen. De BDI-II-NL bestaat uit 21 items (met per item een vierpunts Likertschaal) omtrent fysieke en psychologische symptomen van depressie. De totale score kan variëren van 0 tot 63, waarbij een score tussen de 9 en 29 als milde/gematigde depressie, en een score van 30 of hoger, als een zware depressie wordt geïnterpreteerd. De interne consistentie (COTAN, 2001; Van der Does, 2002) en test-hertest betrouwbaarheid (BDI-II; Beck et al., 1996) zijn goed. Ook de begripsvaliditeit (COTAN, 2001) en criteriumvaliditeit (Arnau et al., 2001) worden met een voldoende beoordeeld.
Zelf-Beoordelings Vragenlijst. De Nederlandse versie (Zelf-Beoordelings Vragenlijst (ZBV); Van der
Ploeg, 2000) van de Spielberger State-Trait Anxiety Inventory (Spielberger, 1983) werd gebruikt om de mate van angstdispositie te bepalen. De Zelf-Beoordelings Vragenlijst bestaat uit 20 stellingen (met per item een vierpunts Likertschaal) omtrent de neiging van een persoon om situaties als bedreigend te ervaren. De totale score kan variëren van 20 tot 80, en hogere scores suggereren een hogere mate van angstdispositie. De betrouwbaarheid en de validiteit worden door de COTAN (1980) met respectievelijk voldoende en goed beoordeeld.
Self-Assessment Manikins. Om de effectiviteit van de stemmingsinductie te kunnen toetsen werd er
gebruik gemaakt van Self-Assessment Manikins (SAM; Lang, 1980). Deelnemers werd gevraagd om onder geïllustreerde plaatjes van een mannetje (manikin), die op een continuüm de intensiteit van een gevoel uitdrukte, een hokje aan te kruizen op een valentieschaal (van 1 = somber tot 9 = vrolijk) en een opwindingschaal (van 1 = ontspannen tot 9 = gespannen) dat het beste paste bij hun huidige emotionele toestand.
2.2.2. Computertaken
Binnen de computertaken werd gebruik gemaakt van diverse afbeeldingen. De alcoholstimuli waren afbeeldingen van bier, wijn en sterke drank; de frisdrankstimuli waren afbeeldingen van water, cola en appelsap; en de afbeeldingen van ontspanningstimuli (bijv. een strand met palmbomen) en negatieve emotionele stimuli (bijv. een man die een mes op de keel van een vrouw zet) waren afkomstig uit het
International Affective Picture System (IAPS; Lang et al., 1999). Alle afbeeldingen waren gematcht op
formaat, vorm, kleur, achtergrond, helderheid en compositie.
Self-Ordered Pointing Task. Een computerversie van de Self-Ordered Pointing Task (SOPT; Petrides &
Milner, 1982) werd gebruikt om de werkgeheugencapaciteit in kaart te brengen. Binnen deze taak worden er diverse zwart-wit plaatjes van simpele objecten (zoals een schoen) gepresenteerd en is de opdracht om zoveel mogelijk unieke plaatjes aan te klikken. Na elke keuze veranderen de plaatjes van locatie, en er kan niet twee keer achter elkaar op dezelfde locatie worden geklikt. De taak begint met een oefenblok met 4 plaatjes, en daarna volgen er vijf testblokken met 6, 8, 10, 12, en nogmaals 12 plaatjes. De uitkomstmaat wordt berekend door het aantal correcte antwoorden van alle testblokken bij elkaar op te tellen, en kan daarom variëren van 5 tot 48, waarbij hogere scores een grotere
10 werkgeheugencapaciteit impliceren. De test-hertest betrouwbaarheid van de SOPT is goed, r = 0.82 (Ross et al., 2007).
Brief Implicit Association Test. De Brief Implicit Association Test (BIAT; Sriram & Greenwald, 2009)
werd gebruikt om associaties tussen alcohol en ontspannen te meten. Er werd gebruik gemaakt van afbeeldingen uit de categorieën alcohol (3 verschillende afbeeldingen), frisdrank (3 verschillende afbeeldingen), ontspannen (3 verschillende afbeeldingen), en negatief (3 verschillende afbeeldingen). Ontspanning werd niet tegenover opwinding maar tegenover negatief gezet, omdat dit zorgt voor een duidelijk contrast tussen beide categorieën, en het de kans verkleind dat copingdrinkers tijdens het ervaren van een negatieve stemming beide categorieën als goed en te benaderen kunnen interpreteren. In lijn met een studie van Menatti et al. (in druk), werd de 7-blokken structuur van de IAT aangehouden, maar met minder trials per blok. Binnen alle blokken was de instructie om voor een afbeelding die in het midden van het scherm verscheen zo snel mogelijk te bepalen of het tot de een of twee categorieën die boven in het scherm stonden behoorde, door op de linker “ja-toets” (x) of op de rechter “nee-toets” (m) te drukken. In het eerste blok (12 trials), moesten afbeeldingen uit de categorieën ontspannen en
negatief gecategoriseerd worden als wel of niet behorend tot de categorie ontspannen. In het tweede
blok (12 trials), moesten afbeeldingen uit de categorieën alcohol en frisdrank gecategoriseerd worden als wel of niet behorend tot de categorie alcohol. In het derde (16 trials) en vierde (24 trials) blok (combinatieblokkken), werden afbeeldingen uit alle vier categorieën gepresenteerd en moesten deze afbeeldingen worden gecategoriseerd als wel of niet behorend tot alcohol of ontspannen. In het vijfde blok, moesten afbeeldingen uit de categorieën alcohol en frisdrank juist als wel of niet behorend tot de categorie frisdrank worden gecategoriseerd, en tot slot werden in het zesde (16 trials) en zevende (24 trials) blok (combinatieblokken), weer afbeeldingen uit alle vier de categorieën gepresenteerd, maar was het juist de bedoeling om deze afbeeldingen te categoriseren als wel of niet behorend tot frisdrank of ontspannen. De helft van de deelnemers begon met een focus op ontspannen en alcohol (zoals hierboven beschreven), en de andere helft van deelnemers begon juist met een focus op ontspannen en
frisdrank.
Dot-Probe Task. De Dot-Probe Task (DPT; Mathews & MacLeod, 1985) werd gebruikt om een
aandachtsbias voor alcoholstimuli te meten. Elke trial begon met een fixatiekruis dat voor 500 ms in het midden van het scherm werd getoond, en de instructie was om hier bij aanvang van elke trial op te focussen. Vervolgens werden er naast elkaar voor 500 ms of 1500 ms twee afbeeldingen gepresenteerd. Direct nadat deze afbeeldingen verdwenen verscheen op de locatie van een van deze afbeeldingen een kleine pijltje (de probe), dat naar boven of beneden wees. De instructie was om aan te geven in welke richting het pijltje wees, door zo snel mogelijk op een van de daarvoor aangewezen knoppen (“e” of “i”; over de deelnemers gerandomiseerd) te drukken. Indien er niet binnen 2000 ms werd gereageerd, werd de trial als fout gerekend. Er werd begonnen met een oefenblok (10 trials) met afbeeldingen van kantoorartikelen. Vervolgens werd er in het testblok (88 trials) gebruik gemaakt van 15 verschillende alcoholafbeeldingen en 15 verschillende frisdrankafbeeldingen, die de stimuli zowel in een passieve context (bijv. een blikje bier) als in een actieve context (bijv. een persoon die een blikje bier drinkt) toonden, en van 14 verschillende afbeeldingen van negatieve emotionele stimuli. Op elke trial verschenen er ofwel een alcohol- en frisdrankafbeelding (60 trials), ofwel twee negatieve afbeeldingen (28 trials). De frequentie waarin een probe naar boven of beneden wees, achter de linker- of rechter afbeelding verscheen, en achter een alcohol- of frisdrankafbeelding verscheen, was voor elke deelnemer gelijkmatig over de trials verdeeld. Tot slot werden de afbeeldingen net zo vaak voor 500 ms als voor 1500 ms gepresenteerd, en was de volgorde van de afbeeldingen en aanbiedingstijden gerandomiseerd.
Approach-Avoidance Task. De Approach-Avoidance Task (Rinck & Becker, 2007) werd gebruikt om een
toenaderingsbias voor alcoholstimuli te meten. Bij elke trial werd een afbeelding gepresenteerd die ofwel 3° naar rechts ofwel 3° naar links was geroteerd. De instructie was om een joystick op basis van deze eigenschap van de afbeelding zo snel mogelijk naar men toe te trekken (toenadering) of van men af te duwen (vermijding). Om deze simulatie van toenadering en vermijding realistischer en de
11 interpretatie daarvan eenduidiger te maken, ging trekken gepaard met een graduele toename, en duwen met een graduele afname van de grootte van de afbeelding (zoom-effect; Rinck & Becker, 2007). De helft van de deelnemers kreeg de instructie om naar rechts geroteerde afbeeldingen te duwen en naar links geroteerde afbeeldingen te trekken, en de andere helft van de deelnemers kreeg een tegenovergestelde instructie. Voor het oefenblok (20 trials) werden er neutrale grijze afbeeldingen met de woorden ‘trek’ en ‘duw’, en afbeeldingen van kantoorartikelen gebruikt. Voor het testblok (180 trials), werden er 15 verschillende alcoholafbeeldingen, 15 verschillende frisdrankafbeeldingen, en 15 verschillende negatieve emotionele afbeeldingen gebruikt. Alle afbeeldingen werden tweemaal in duw- en tweemaal in trek-formaat gepresenteerd. De 180 trials werden op basis van vier verschillende lijsten in quasi-gerandomiseerde volgorde gepresenteerd, met maximaal drie afbeeldingen uit dezelfde categorie en maximaal drie afbeeldingen met een zelfde rotatie achter elkaar.
2.3. Stemmingsinductie
Voor de negatieve stemmingsinductie werden elementen gebruikt van een imagery script procedure (Sinha et al., 1992). Deelnemers werd gevraagd een extreem stressvolle situatie – die niet direct met alcoholgebruik samenhing, en die ze verdrietig, boos of van slag had gemaakt – te beschrijven waarin ze zelf betrokken waren of waren geweest, en waarvan ze op dat moment het gevoel hadden dat er niets aan kon worden veranderd. Daarnaast werd er gevraagd om bij deze beschrijving lichamelijke gevoelens te betrekken, alsof men in de beschreven situatie verkeerde (de ervaringen die deelnemers beschreven varieerden, maar waren voornamelijk interpersoonlijk van aard; zoals sterfgevallen en ruzies met vrienden of familie). Daarnaast dienden de negatieve emotionele afbeeldingen uit het IAPS (Lang et al., 1999) die in de computertaken waren verwerkt ervoor om de kans te vergroten dat de negatieve stemming gedurende de taak stand zou houden.
2.4. Procedure
Potentiële geschikte patiënten voor het onderzoek werden bij aanvang van hun behandeling benaderd met informatie over het onderzoek. Indien een patiënt geïnteresseerd was, werd op basis van de inclusie- en exclusiecriteria nagegaan of de patiënt kon worden geïncludeerd, en nadat zowel de patiënt als behandelend arts toestemming had gegeven voor deelname aan het onderzoek, werd er een testsessie ingepland. De testsessies vonden plaats in een onderzoeksruimte binnen de kliniek waarin de patiënt in behandeling was, nadat de patiënt de detox-afdeling had verlaten. Allereerst werden de vragenlijsten afgenomen omtrent demografische gegevens, alcoholgebruik, motivatie voor behandeling, drinkmotieven, depressiviteit, en angstdispositie. Vervolgens werden middels een laptop de computertaken afgenomen, waarvoor zowel verbaal als via het computerscherm instructies werden gegeven. Elke deelnemer begon met de SOPT, en vervolgens werden in gerandomiseerde volgorde de BIAT, DPT en AAT afgenomen. Vooraf aan alle drie deze taken vond de negatieve stemmingsinductie plaats. Doormiddel van de SAM werd voor de eerste stemmingsinductie (baseline-meting), direct voor en na elke stemmingsinductie, en direct na elke taak, de huidige emotionele toestand in kaart gebracht. De testsessies duurden gemiddeld rond de twee uur.
2.5. Datavoorbereiding en statistische analyses
Voor de AAT werden mediaan-scores gebruikt om de prestatie van de deelnemers op deze taak samen te vatten, omdat medianen minder gevoelig zijn voor uitschieters dan gemiddelden (Rinck & Becker, 2007; Wiers et al., 2009). Error trials (2.9%) en reactietijden beneden de 200 ms (0.2%) en boven de 2000 ms (1.5%) werden verwijderd. Vervolgens werden ook reactietijden die meer dan 3 standaardafwijkingen van de individuele gemiddelden afweken (1.2%) verwijderd. Voor elke deelnemer werd een alcoholbias-score en een frisdrankbias-score berekend door de mediaan van de reactietijden op de toenaderingtrials (trekken) van de mediaan van de reactietijden op de vermijdingtrials (duwen) af te trekken. Een positieve score impliceert daarom een snellere reactietijd op de toenadering- dan op de
12 vermijdingtrials. Om de prestaties op de toenadering- en vermijdingtrials ook afzonderlijk van elkaar te kunnen analyseren, werden daarnaast Alcohol Preference Indices (API; Sharbanee et al., 2013) berekend, door voor elke deelnemer de mediaan van de reactietijden op de alcohol-toenaderingtrials van de mediaan van de reactietijden op de frisdrank-toenaderingtrials (toenadering-API), en de mediaan van de reactietijden op de frisdrank-vermijdingtrials van de mediaan van de reactietijden op de alcohol-vermijdingtrials (vermijding-API) af te trekken. Een positieve toenadering-API- of vermijding-API-score, impliceert daarom respectievelijk een snellere toenadering naar alcohol (dan naar frisdrank) en langzamere vermijding van alcohol (dan van frisdrank). Na het berekenen van de verschillende bias-scores zijn op basis van visuele inspectie van de distributies en het gebruik van de outlier labeling rule (Hoaglin, Iglewicz & Tukey, 1986; Iglewicz & Banerjee, 2001) op groepsniveau twee outliers geïdentificeerd. Beide negatieve alcoholbias-scores werden door het toepassen van winsorizing met de eerstvolgende meest extreme score uit de distributie vervangen. De interne betrouwbaarheid werd onderzocht op basis van de bias-scores op de verschillende alcoholafbeeldingen (Cronbach’s α = 0.51) en de verschillende frisdrankafbeeldingen (Cronbach’s α = 0.21), en was aan de lage kant.
Ook voor de DPT werden mediaan-scores gebruikt om de prestatie van de deelnemers samen te vatten. Error trials (4.2%) en reactietijden beneden de 200 ms (0.7%) werden verwijderd. Vervolgens werden ook reactietijden die meer dan 3 standaardafwijkingen van de individuele gemiddelden afweken (2.0%) verwijderd. Voor elke deelnemer werd een aandachtsbias-score berekend door voor beide aanbiedingstijden (500 ms en 1500 ms) afzonderlijk de mediaan van de reactietijden op de probes die achter alcoholafbeeldingen verschenen, van de mediaan van de reactietijden op de probes die achter frisdrankafbeeldingen verschenen af te trekken. Een positieve score impliceert daarom een aandachtsbias voor alcoholstimuli. Na het berekenen van de aandachtsbias scores zijn op basis van dezelfde procedure als bij de AAT op groepsniveau drie outliers geïdentificeerd. Twee positieve aandachtsbias-scores (DPT 500 ms), en één negatieve aandachtsbias-score (DPT 1500 ms). Ook op deze scores werd winsorizing toegepast. De interne betrouwbaarheid werd onderzocht op basis van de bias-scores op de trials waarop een probe rechts of links verscheen, of naar boven of beneden wees, en was erg laag, Cronbach’s α = 0.01.
BIAT-scores werden berekend op basis van het D2SD-PEN score-algoritme (Greenwald, Nosek & Banaji, 2003). Van de resulterende gestandaardiseerde scores wordt geacht dat ze minder gevoelig zijn voor verschillen in de gemiddelde reactietijd (Siriam, Greenwald & Nosek, 2010). Binnen de huidige studie werd de D2SD-score zo berekend, dat positieve scores een snellere/betere prestatie impliceren wanneer ontspannen was gekoppeld met alcohol dan wanneer ontspannen was gekoppeld met frisdrank. De interne betrouwbaarheid werd onderzocht op basis van een vergelijking tussen de prestaties op de oefen- en de testtrial (Cronbach’s α = 0.80), en was goed.
Vanwege technische problemen, tijdgebrek, en/of fysieke beperkingen, ontbrak voor een aantal deelnemers de data van de SOPT (7.0%), DMQ-R (5.1%), BIAT (9.6%), DPT (10.2%) en de AAT (10.2%). Daarnaast ontbraken bij 21 deelnemers (13.4%) een of meerdere SAM-scores. Deze deelnemers zijn niet uit de dataset verwijderd.
De distributies van de variabelen werden gecontroleerd op normale verdeeldheid op basis van visuele inspectie van de histogrammen, Q-Q Plots, en het gebruik van de D’Agostino-K squared test (D’Agostino & Stephens, 1986) doormiddel van het programma OriginPro 2015. De distributies van de SOPT- en de DMQ-R coping-scores bleken op basis van de gebruikte test niet normaal verdeeld te zijn (D’Agostino-K squared omnibus p < .05). Alle andere variabelen waren dat wel (D’Agostino-K squared omnibus p > .05). Vooral de distributie van de DMQ-R copingschaal had een sterk negatieve scheefheid. Een square root- en logtransformatie hadden hierop geen effect. Tot slot bleken ook de distributies van de SAM-scores op alle meetmomenten niet normaal verdeeld te zijn (D’Agostino-K squared omnibus p < .05).
Statistische analyses werden uitgevoerd in SPSS voor Windows (v.21). Vanwege de niet normaal verdeelde distributies van sommige variabelen werden wanneer van toepassing non-parametrische toetsen gebruikt. De effectiviteit van de stemmingsinductie werd getoetst door verschillen in de SAM-scores (valentie en opwinding afzonderlijk) van de drie meetmomenten per taak (voor en na stemmingsinductie, en direct na de desbetreffende taak) met elkaar te vergelijken op basis van de
13
Wilcoxon Signed Rank Test. Doormiddel van een One-Sample T-Test werd getoetst of de verschillende
bias-scores op groepsniveau significant van 0 afweken. De hypothesen omtrent de relaties tussen werkgeheugencapaciteit, copingmotieven en de verschillende bias-scores werden getoetst door Kendall’s tau-b correlaties te laten berekenen, en voor het toetsen van de hypothesen omtrent de verschillen in correlaties tussen de werkgeheugencapaciteit en de bias-scores werd de Steiger’s test (Steiger, 1980) gebruikt. De hypothesen omtrent de interacties tussen copingmotieven en werkgeheugencapaciteit op de bias-scores werden getoetst doormiddel van 4 multipele regressieanalyses, met de bias-scores als afhankelijke variabelen, en copingmotieven, werkgeheugencapaciteit, en de tweewegsinteractie tussen beide variabelen als predictoren. Om tot de correcte bèta-gewichten te komen, werden alle predictoren getransformeerd tot een z-score, en de interactietermen werden vervolgens gecreëerd door de desbetreffende z-scores met elkaar te vermenigvuldigen. Tot slot werd vanwege het grote aantal hypothesen (11) in deze studie, de kritieke p-waarde doormiddel van een Bonferroni-correctie op (0.05/11) 0.005 gezet.
3. RESULTATEN
3.1. Steekproefkarakteristieken
Karakteristieken van de steekproef zijn te vinden in Tabel 1. De 157 deelnemers (waarvan 49 vrouw) hadden een gemiddelde leeftijd van 44.8 jaar (SD = 9.6) en dronken in de maand voor opname gemiddeld 393.9 alcoholische consumpties (SD = 232.1). De gemiddelde AUDIT-score was 28.4 (SD = 5.2) en de motivatie om iets aan het alcoholprobleem te doen was hoog (4.9 op een schaal van 1 tot 5, SD = 0.4). Daarnaast was het gemiddelde op de DMQ-R copingschaal (3.9, SD = 0.9) zoals verwacht hoger dan in studies binnen studentenpopulaties (zie bijv. Cousijn et al., 2014; Field et al., 2009).
Wat de bias-scores betreft (zie Tabel 2), verschilden de BIAT-scores op groepsniveau significant van 0, t(141), -14.10, p < 0.001, wat op sterkere associaties tussen frisdrank en ontspannen dan tussen alcohol en ontspannen duidt. De alcoholbias-score van de AAT ging in de richting van een vermijdingsbias voor alcoholstimuli, maar verschilde net niet significant van 0, t(140), -1.89, p = 0.06. De frisdrankbias-score van de AAT verschilde wel significant van 0, t(140), -2.45, p = 0.02, wat op een vermijdingsbias voor frisdrankstimuli duidt. De API-scores van de AAT verschilden niet significant van 0, beide p > 0.05, wat impliceert dat er geen verschil was tussen de reactietijden op alcohol- en frisdrankstimuli binnen de toenadering- en de vermijdingtrials afzonderlijk. Tot slot verschilden de reactietijden op de DPT bij beide aanbiedingstijden wel significant van 0, t(140), 2.24, p = 0.03 (500 ms), en t(140), -2.19, p = 0.03 (1500 ms), wat op een aandachtsbias voor alcoholstimuli bij 500 ms en een vermijdingsbias voor alcoholstimuli bij 1500 ms duidt. Op basis van een T-Test voor gepaarde steekproeven, bleken de bias-scores bij beide aanbiedingstijden binnen individuen dan ook significant van elkaar te verschillen, t(141), 3.09, p < 0.01.
Tabel 1 Steekproefkarakteristieken Gemiddelde (SD) N (Vrouw) 157 (49) Leeftijd AUDIT
Alcoholgebruik, maand voor opname (TLFB; # consumpties) Mate van depressie (BDI)
Mate van angstdispositie (ZBV) Motivatie om te stoppen (EUROPASI) Copingmotieven (DMQ-R) Werkgeheugencapaciteit (SOPT) 44.8 (9.6) 28.4 (5.2) 393.9 (232.1) 19.5 (9.5) 49.8 (11.0) 4.9 (0.4) 3.6 (0.9) 39.7 (2.9)
AUDIT, Alcohol Use Disorder Identification Test; TLFB, Timeline Follow-back; BDI, Beck’s Depression Inventory; ZBV, Zelf-Beoordelings Vragenlijst; DMQ-R, Drinking Motives Questionnaire-Revised; SOPT, Self-Ordered Pointing Task.
14 Tabel 2
One-Sample T-Tests bias-scores (testwaarde = 0)
Gemiddelde (SD) P-waarde BIAT - 0.9 (0.8) < 0.001** AAT (Alcoholbias) - 11.6 (73.0) 0.061 AAT (Frisdrankbias) - 13.1 (63.4) 0.015* AAT (Toenadering-API) 1.02 (48.28) 0.802 AAT (Vermijding-API) - 1.48 (48.15) 0.717 DPT (500 ms bias) 14.1 (75.1) 0.027* DPT (1500 ms bias) - 13.7 (74.1) 0.030* * p < 0.05, ** p < 0.01. 3.2. Stemmingsinductie
De SAM valentie-scores van voor de stemmingsinductie waren vooraf aan elke taak significant hoger dan die van na de stemmingsinductie (zie Tabel 1), z = 8.80, p < 0.001 (BIAT), z = 8.80, p < 0.001 (DPT), z = -8.98, p < 0.001 (AAT). De SAM opwinding-scores van voor de stemmingsinductie waren vooraf aan elke taak significant lager dan die van na de stemmingsinductie, z = -7.97, p < 0.001 (BIAT), z = -7.92, p < 0.001 (DPT), z = -7.79, p < 0.001 (AAT). Wanneer de SAM valentie- en opwinding-scores van voor de stemmingsinductie echter werden vergeleken met die van direct na de desbetreffende taak, bleken alleen de BIAT opwinding-scores, z = -2.28, p = 0.02, en AAT valentie-scores, z = -2.15, p = 0.03, nog significant van elkaar te verschillen. De andere SAM-scores verschilden binnen deze vergelijking niet meer significant van elkaar, alle p > 0.05.
Tabel 3
SAM scores valentie en opwinding voor en na stemmingsinductie en direct na taak
Voor inductie (1) Na inductie (2) Na taak (3) P-waarde (1-2) P-waarde (1-3)
BIAT Valentie BIAT Opwinding 6.18 (1.69) 3.52 (1.81) 3.51 (2.02) 5.75 (2.26) 6.09 (1.62) 3.81 (1.83) <0.001** <0.001** 0.468 0.023* DPT Valentie DPT Opwinding 5.88 (1.76) 3.75 (1.83) 3.32 (2.03) 6.00 (2.21) 5.96 (1.71) 3.66 (1.75) <0.001** <0.001** 0.444 0.416 AAT Valentie AAT Opwinding 6.28 (1.47) 3.83 (1.76) 3.38 (2.20) 5.94 (2.32) 5.99 (1.71) 3.78 (1.75) <0.001** <0.001** 0.032* 0.913 Gemiddelde (SD); * p < 0.05; ** p < 0.01; P-waarden op basis van Wilcoxon Signed Rank Test.
(1-2) = toets verschil scores voor / na stemmingsinductie, (1-3) = toets verschil scores voor stemmingsinductie / na taak. 3.3. Correlaties tussen copingmotieven en de bias-scores
Kendall’s tau-b correlaties tussen de scores op de DMQ-R copingschaal en de verschillende bias-scores zijn te vinden in Tabel 4. De sterkte van de copingmotieven bleek met geen enkele van de bias-scores significant te correleren, alle p > 0.05.
3.4. Correlaties tussen werkgeheugencapaciteit en de bias-scores
Kendall’s tau-b correlaties tussen de scores op de SOPT en de verschillende bias-scores zijn te vinden in Tabel 4. Ten eerste bleek de werkgeheugencapaciteit significant positief te correleren met de AAT alcoholbias-score, τb = 0.12, p = 0.03 (eenzijdig), en de AAT frisdrankbias-score, τb = 0.14, p = 0.02 (zie figuur 1). Werkgeheugencapaciteit bleek echter niet significant te correleren met de API-score voor de toenaderingtrials, p > 0.05, en de API-score voor de vermijdingtrials, p > 0.05. Ook werd er op basis van de Steiger’s test geen significant verschil in correlaties gevonden tussen de werkgeheugencapaciteit en de API-score voor de toenaderingtrials en de API-score voor de vermijdingtrials, p > 0.05. Ten tweede bleek dat de werkgeheugencapaciteit significant positief correleerde met een aandachtsbias voor alcoholstimuli (500 ms), τb = 0.12, p = 0.04 (zie Figuur 2), en werd er geen significante correlatie gevonden tussen de werkgeheugencapaciteit en een aandachtsbias voor alcoholstimuli die voor 1500
15 ms werden aangeboden, p > 0.05. Daarnaast werd op basis van de Steiger’s test geen significant verschil in correlaties gevonden tussen de werkgeheugencapaciteit en een aandachtsbias voor alcoholstimuli die voor 500 ms en alcoholstimuli die voor 1500 ms werden aangeboden, p > 0.05. Tot slot bleek de werkgeheugencapaciteit ook niet significant te correleren met de BIAT-score, p > 0.05. Indien er rekening wordt gehouden met de Bonferroni-correctie, kan geen enkele van de bovenstaande resultaten als significant worden beschouwd, alle p > 0.005.
Tabel 4
Correlaties tussen werkgeheugencapaciteit, copingmotieven, en de verschillende bias-scores
1τb 2τb 3r 4 r 5 r 6 r 7 r 8 r 1. SOPT 2. DMQ-R (Coping) 0.02 3. BIAT 0.06 0.04 4. AAT (Alcoholbias) 0.12*1 0.08 -0.11 5. AAT (Frisdrankbias) 0.14* 0.06 -0.00 0.30** 6. AAT (Toenadering-API) -0.02 0.06 -0.03 0.33** -0.28** 7. AAT (Vermijding-API) -0.03 -0.10 -0.10 0.26** -0.32** 0.16 8. DPT (500 ms bias) 0.12* 0.07 0.10 0.04 0.09 -0.11 0.04 9. DPT (1500 ms bias) 0.04 -0.07 0.10 -0.00 0.05 -0.13 0.01 -0.02 * p < 0.05 / ** p <0.01 / 1 = eenzijdige toets / τb = Kendall’s tau-b correlatie / r = Pearson correlatie
Noot: na het toepassen van de Bonferroni-correctie kan geen enkele correlatie als statistisch significant worden beschouwd.
3.5. Interacties tussen copingmotieven en werkgeheugencapaciteit op de bias-scores
Alhoewel er geen significante correlaties werden gevonden tussen de sterkte van de copingmotieven en de verschillende bias-scores, werd er doormiddel van 4 multipele regressieanalyses alsnog gekeken naar potentiële interacties tussen copingmotieven en werkgeheugencapaciteit op de bias-scores. Zoals in tabel 5 is te zien, bleek de interactie tussen copingmotieven en werkgeheugencapaciteit op geen van de bias-scores significant, alle p > 0.05.
-150 -100 -50 0 50 100 150 25 30 35 40 45 50 1500 ms 500 ms * SOPT score DP T bi as -sc or e, m s -150 -100 -50 0 50 100 150 25 30 35 40 45 50 Frisdrank * Alcohol * SOPT score AA T bi as -sc or e, m s
Figuur 2 - Correlaties tussen SOPT en AAT bias-scores Figuur 1 - Correlaties tussen SOPT en DPT bias-scores
* p < 0.05 * p < 0.05
16 Tabel 5
Resultaten van de multipele regressieanalyses voor de bias-scores
β t p BIAT DMQ-R Coping 0.03 0.37 0.711 SOPT 0.10 1.05 0.295 DMQ-R Coping x SOPT 0.08 0.92 0.360 DPT (500 ms) DMQ-R Coping 0.08 0.95 0.347 SOPT 0.19 2.12 0.036 DMQ-R Coping x SOPT -0.04 -0.04 0.692 DPT (1500 ms) DMQ-R Coping -0.04 -0.43 0.666 SOPT -0.00 -0.01 0.991 DMQ-R Coping x SOPT 0.07 0.73 0.464 AAT (Alcoholbias) DMQ-R Coping 0.05 0.59 0.555 SOPT 0.08 0.90 0.366 DMQ-R Coping x SOPT 0.04 0.4 0.643 Tabel 6
DPT bias-scores na mediaan-split SOPT
SOPT laag SOPT hoog
DPT (500 ms bias) -8.41 (62.5) 26.4 (76.7) DPT (1500 ms bias) -14.53 (67.4) -14.46 (77.9) Gemiddelde (SD)
3.6 Exploratieve analyses
Omdat er geen significante correlaties tussen de sterkte van de copingmotieven en de bias-scores werden gevonden, werden de copingmotief-scores middels een kwartiel-split opgedeeld in twee extreme groepen (deelnemers met een score binnen het tweede en derde kwartiel werden buiten beschouwing gelaten), van deelnemers met een relatief zwak copingmotief (≤ 3.0) en deelnemers met een relatief sterk copingmotief (≥ 4.4). Vervolgens werd middels een onafhankelijke T-Test getoetst of de twee groepen significant van elkaar verschilden op de diverse bias-scores. Dit bleek niet het geval te zijn, alle p > 0.05.
Daarnaast werd er middels 4 multipele regressieanalyses gekeken naar eventuele interactie-effecten tussen copingmotieven en de relatief stabiel geachte scores van de BDI en de ZBV op de bias-scores, aangezien de resultaten van de manipulatiecheck doen vermoeden dat de effecten van de stemmingsinductie tijdens de verschillende taken niet lang standhielden. Geen van de interacties bleek echter significant te zijn, alle p > 0.05. Ook werden er multipele regressieanalyses uitgevoerd waarin de valentie- of opwinding-scores van direct na de stemmingsinductie een interactieterm vormden met de coping-scores. Ook geen van deze interacties bleek significante resultaten op te leveren, alle p > 0.05.
Tot slot werden de SOPT-scores middels een mediaan-split opgedeeld in een groep van deelnemers met een relatief lage werkgeheugencapaciteit en een groep van deelnemers met een relatief grote werkgeheugencapaciteit, om de relatie tussen de werkgeheugencapaciteit en de aandachtsbias voor alcoholstimuli nader te bestuderen (zie Tabel 6). De bias-scores van patiënten met een relatief grote werkgeheugencapaciteit verschilden zowel bij een aanbiedingstijd van 500 ms, t(79), 3.01, p < 0.01, als bij een aanbiedingstijd van 1500 ms t(79), -1.67, p = 0.05 (eenzijdig), significant van 0. Wanneer middels een T-Test voor gepaarde steekproeven, de bias-scores bij beide aanbiedingstijden binnen individuen met elkaar werden vergeleken, bleken deze ook significant van elkaar te verschillen,
t(79), 3.20, p < 0.01. De bias-scores van deelnemers met een relatief kleine werkgeheugencapaciteit,
verschilden bij beide aanbiedingstijden niet significant van 0, beide p > 0.05. Ook bleken binnen deze groep de bias-scores bij beide aanbiedingstijden binnen individuen niet significant van elkaar te verschillen, p > 0.05.
17 4. DISCUSSIE
In deze studie werd binnen een klinische populatie van abstinente alcoholverslaafden onderzocht of een sterker copingmotief om alcohol te drinken een sterkere aandachtsbias en toenaderingsbias voor alcoholstimuli, en sterkere geheugenassociaties tussen alcohol en ontspannen voorspelde, na een negatieve stemmingsinductie. Daarnaast werd onderzocht of een grotere werkgeheugencapaciteit minder sterke bias-scores zou voorspellen, en of de werkgeheugencapaciteit de relatie tussen de sterkte van het copingmotief en de bias-scores daarom in negatieve zin zou modereren. De verwachtingen omtrent de relatie tussen copingmotieven en bias-scores, en werkgeheugencapaciteit en bias-scores, konden op basis van de resultaten van deze studie niet worden bevestigd. Ook werd er geen moderatie-effect van de werkgeheugencapaciteit gevonden. De werkgeheugencapaciteit bleek onverwachts echter wel positief te correleren met de bias-scores op de AAT en DPT (500 ms).
Voor de afwezigheid van een relatie tussen copingmotieven en de verschillende bias-scores zijn diverse mogelijke verklaringen te noemen. Ten eerste is het onduidelijk in hoeverre de negatieve stemmingsinducties nog van invloed zijn geweest op de metingen van de impliciete processen. Patiënten leken op basis van hun scores op de vragenlijsten significant somberder en gespannener te worden door de stemmingsinducties, maar wanneer hun scores van voor de stemmingsinducties werden vergeleken met hun scores van na het uitvoeren van de daarop volgende taak, leek hier nog weinig van over te zijn. Deze bevinding is niet onverwacht, aangezien het uitvoeren van een actieve afleidende taak (Morrow & Nolen-Hoeksema, 1990), de effecten van een stemmingsinductie kan verminderen of teniet kan doen. Hier was weliswaar rekening mee gehouden door in alle drie de computertaken negatieve emotionele stimuli te verwerken, echter is het de vraag in hoeverre dergelijke afbeeldingen een stemming kunnen induceren, die representatief is voor situaties waarin patiënten die drinken vanuit een copingmotief in het dagelijks leven overgaan tot alcoholconsumptie.
Een andere mogelijke verklaring is de beperkte variantie op de scores van de copingmotief-schaal. Na het creëren van twee extreme groepen van patiënten met een sterk copingmotief en patiënten met een zwak copingmotief, werd er echter ook geen relatie tussen copingmotieven en bias-scores gevonden. Aan de ene kant kan dit als extra bewijs worden gezien voor een beperkte invloed van de stemmingsinductie op de metingen van de impliciete processen, maar aan de andere kant zou de afwezigheid van een dergelijke relatie ook kunnen worden verklaard doordat impliciete processen bij alcoholverslaafden wellicht minder worden beïnvloed door een negatieve emotionele context, in lijn met een gewoontevormingsmodel van verslaving (Everitt, Dickinson & Robbins, 2001). De bevinding dat ook metingen van depressie en angstdispositie in interactie met de copingmotieven de bias-scores niet bleken te voorpellen, bieden extra ondersteuning voor deze verklaring.
Ook de context waarin het onderzoek plaatsvond kan mogelijk van invloed zijn geweest op de resultaten (zie bijv. Houben & Wiers, 2008). De meerderheid van de patiënten was op het moment van testen opgenomen in een kliniek, en een klinische behandelomgeving wijkt op vele factoren af van een omgeving waarin patiënten normaal gesproken alcohol consumeren. Tijdens de behandeling wordt men continu geconfronteerd met de negatieve consequenties van alcoholgebruik, en daarnaast is er sprake van een veilige omgeving waarin alcoholconsumptie onmogelijk is. Ook was de motivatie om abstinent te blijven vrijwel zonder uitzondering hoog en had de meerderheid van de patiënten een grote financiële investering gedaan om in behandeling te kunnen gaan. Het is dan ook de vraag in hoeverre de metingen van dit onderzoek representatief zijn voor situaties waarin alcoholverslaafden in het dagelijks leven worden blootgesteld aan een negatieve emotionele context en alcoholstimuli, en waarin alcoholconsumptie wel tot de mogelijkheden behoort.
Tot slot zijn er nog enkele methodologische beperkingen waar rekening mee gehouden dient te worden. Ten eerste waren de betrouwbaarheden van de DPT en de AAT aan de lage kant, in overeenstemming met diverse andere studies (Ataya et al., 2012; Cousijn et al., 2014; Emery & Simons, 2015). Vooral de betrouwbaarheid van de DPT was erg laag. Alhoewel dit niet betekent dat er geen gebruik gemaakt zou kunnen worden van deze taak (Emery & Simons, 2015; Field & Christiansen, 2012), zou dit wel de kans op het vinden van effecten kunnen hebben verkleind. Naast de beperkte betrouwbaarheden brengt het design van deze studie ook belangrijke beperkingen met zich mee. Alle
18 patiënten ondergingen de negatieve stemmingsinducties, en er waren dus geen patiënten die geen of neutrale stemmingsinducties ondergingen. Verder werden de metingen van de impliciete processen alleen afgenomen na de negatieve stemmingsinducties, waardoor er niet binnen personen kon worden gekeken of de negatieve stemmingsinducties tot een toename in de impliciete processen hadden geleid. Ook het correlationele design van deze studie zou daarom de kans op het vinden van een relatie tussen de copingmotieven en bias-scores kunnen hebben verkleind.
Op basis van de hierboven uiteengezette verklaringen en beperkingen, kunnen er diverse suggesties voor vervolgonderzoek worden gedaan. Ten eerste is het van belang om naast een negatieve stemmingsinductie, een deel van de deelnemers ook een neutrale, positieve of geen stemmingsinductie te laten ondergaan. Ten tweede is het aan te raden om de metingen van impliciete processen, zowel voor als na de stemmingsinductie plaats te laten vinden. Ten derde zouden er tussen de verschillende blokken binnen de computertaken vragen kunnen worden gesteld over de situatie of gebeurtenis die ter sprake kwam tijdens de negatieve stemmingsinductie, om de kans te vergroten dat hier gedurende het uitvoeren van de hele taak een effect van uit blijft gaan. Ten vierde zou er in plaats van zelf-rapportage, gebruik gemaakt kunnen worden van fysieke metingen (bijv. huidgeleiding of cortisol-waarden), om de effectiviteit van de stemmingsinductie te toetsen. Bij het gebruik van zelf-rapportage kunnen de scores namelijk worden beïnvloed door de verwachtingen van de deelnemers, waardoor de effectiviteit van de stemmingsinductie groter kan lijken te zijn dan daadwerkelijk het geval was. Ten vijfde is het voor vervolgonderzoek van belang om de betrouwbaarheid van de huidige taken te verbeteren, of om nieuwe taken te ontwikkelen met een grotere betrouwbaarheid. Tot slot zou het van grote toegevoegde waarde kunnen zijn als er ook een groep van abstinente alcoholverslaafden die de klinische behandeling al heeft afgerond wordt geïncludeerd, waarbij de testsessie plaatsvindt in een thuisomgeving.
Een tweede doel van deze studie was om te onderzoeken of een grotere werkgeheugencapaciteit minder sterke bias-scores zou voorspellen, en of de relatie tussen de copingmotieven en bias-scores daarom door de werkgeheugencapaciteit zou worden gemodereerd. Dit laatste bleek niet het geval te zijn, vermoedelijk vanwege het feit dat er in deze studie überhaupt geen relatie tussen de copingmotieven en bias-scores werd gevonden. Ook werd er geen relatie gevonden tussen de werkgeheugencapaciteit en de scores op de BIAT.
Wel bleek de werkgeheugencapaciteit onverwachts positief te correleren met de bias-scores op de AAT en DPT (500 ms).
Alhoewel in eerder onderzoek is gebleken dat de sterkte van IAT-scores negatief correleert met diverse executieve functies, was de relatie met de werkgeheugencapaciteit in dat onderzoek minimaal (Klauer et al., 2010). Daarnaast wijkt de BIAT op een belangrijk punt van de IAT af. Er wordt weliswaar ook gebruik gemaakt van stimuli uit vier verschillende categorieën, maar tijdens de kritieke combinatieblokken worden twee van deze categorieën niet expliciet bij naam genoemd. Deze variant van de IAT is ontwikkeld om het uitvoeren van de taak makkelijker te maken, wat er daarom aan bij zou kunnen hebben gedragen dat er binnen de huidige studie helemaal geen relatie tussen de scores op de BIAT en de werkgeheugencapaciteit werd gevonden.
De positieve correlatie tussen de werkgeheugencapaciteit en de bias-scores voor alcoholstimuli op de AAT, kan worden verklaard door het feit dat er op groepsniveau geen positieve bias-score voor alcoholstimuli werd gevonden, maar juist een bijna significante negatieve bias-score. In lijn met de verwachting vertoonden patiënten met een grotere werkgeheugencapaciteit een minder sterke bias-score, maar was dit daarom een minder negatieve score in plaats van een minder positieve score. Naarmate de werkgeheugencapaciteit toenam, werd het verschil tussen de reactietijden op de alcohol-toenaderingtrials en alcohol-vermijdingtrials dus kleiner. Dit suggereert dat patiënten met een grotere werkgeheugencapaciteit zich beter aan de taakinstructie konden houden, door voornamelijk op de voor de taakinstructie belangrijke eigenschap van de afbeelding te reageren, en door zich minder door de voor de taakinstructie irrelevante inhoud van de afbeelding te laten beïnvloeden. Op basis van deze bevinding zou kunnen worden verwacht dat er binnen deze populatie op de alcohol-toenaderingstrials sprake was van incongruentie tussen de aanwezige actietendens en de taakinstructie, met een verwachte sterkere invloed van de werkgeheugencapaciteit op deze trials dan op de met de taakinstructie congruente alcohol-vermijdingtrials als gevolg. De werkgeheugencapaciteit was echter
