Verweer in het web van een spin : automatisme of niet? : een dual-process onderzoek naar de predictieve waarden van impliciete maten van angst voor spinnen

(1)

Verweer in het web van een spin: automatisme of niet?

Een dual-process onderzoek naar de predictieve waarden

van impliciete maten van angst voor spinnen

Michiel Koenraadt

Psychologiefaculteit Universiteit van Amsterdam Masterthese klinische psychologie

Programmagroep klinische ontwikkelingspsychologie Studentnummer: 10007334

Thesis begeleider: dr. B. D. (Bram) van Bockstaele Tweede corrector: dr. E. (Elske) Salemink

Datum: 27 juli 2014

(2)

Inhoudsopgave Abstract p. 3 1. Inleiding p. 4 2. Methode p. 10 3. Resultaten p. 16 4. Conclusie en Discussie p. 26 Referenties p. 31

(3)

Abstract

Recentelijk is er in de psychologie meer belangstelling gekomen voor zogeheten

dual-process modellen, waarin gekeken wordt naar impliciete maten (bv. IAT) en expliciete maten

(bv. zelfrapportage) voor het voorspellen van gedrag. Volgens het dual-process model van Strack en Deutsch (Reflective Impulsive Model (RIM); 2004) is gedrag een uitkomst van een strijdend impulsief en reflectief systeem. De werking van het impulsieve systeem is automatisch, het reflectieve systeem is bewust en afhankelijk van de beschikbare hoeveelheid cognitieve bronnen. Impulsief gedrag zou beter voorspeld worden door impliciete maten en reflectief gedrag zou beter voorspeld worden door expliciete maten (Egloff & Schmuckle, 2002). In het onderhavige onderzoek werd gekeken of de voorspellende waarde van impliciete en expliciete maten op vermijdingsgedrag afhankelijk is van de mate van cognitieve belasting. Verwacht werd dat de prestaties op de BAT van deelnemers in de conditie met cognitieve load beter voorspeld zouden kunnen worden door impliciete maten en dat expliciete maten beter de prestaties zouden voorspellen in de controle groep. Het bleek dat de predictieve waarde niet afhankelijk is van de mate van cognitieve belasting maar dat zowel impliciete als expliciete maten voorspellend zijn. Dit is niet in lijn met hetgeen werd verwacht. Deze bevindingen doen vermoeden dat vermijdingsgedrag bij spinnen wellicht impulsiever is dan gedacht werd. Dit komt niet overeen met wat eerder in wetenschappelijke onderzoek gevonden werd en zal verder besproken worden.

(4)

1. Inleiding

Een man zit in woonkamer op de bank rustig tv te kijken. Hij kijkt rechts van zich en ziet op kleine afstand een grote spin zitten. Hij schrikt hevig, springt op tafel en durft er pas af te komen wanneer de spin is weggehaald door een huisgenoot. Dit is een mogelijk scenario. Wanneer de dezelfde persoon echter een jaar later precies hetzelfde meemaakt, reageert hij totaal anders. Hij bedenkt zichzelf dat het maar een kleine spin is dat hem totaal geen kwaad kan doen, hij pakt het kleine beestje vervolgens op en zet het in de tuin. Het gedrag van deze man is in exact dezelfde situatie fundamenteel anders. Hoe komt het dat men op het ene moment zeer rationeel reageert terwijl men op het andere moment handelt zonder er goed en wel bij stil te staan? Is het mogelijk om te voorspellen wat de reactie zal zijn in dergelijke situaties en is dit te sturen? Het onderhavige onderzoek gaat verder in op deze vragen.

1.1 Onderzoek naar angst

In de hedendaagse psychologie zijn psychologen geïnteresseerd in onbewuste, automatische processen die ten grondslag liggen aan gedrag en wordt getracht deze processen zo goed mogelijk in kaart te brengen. In veel cognitieve modellen van onder andere depressie (Beck, 1976) en angststoornissen (Eysenck, 1992) is er een belangrijke rol weggelegd voor automatische processen. Ook blijkt dit uit de omschrijvingen van symptomen zoals weergegeven in de DSM-IV (American Psychiatric Association, 2000). Zo wordt een specifieke fobie bijvoorbeeld omschreven als ‘een persistente angst die excessief of onredelijk is en waarvan de persoon zelf inziet dat deze angst excessief of onredelijk is’ (p. 213-214). Dit suggereert dat men wel inziet dat de angst overdreven en irrationeel is maar toch blijft de angst bestaan. Zo blijkt uit onderzoek naar spinnenfobie bijvoorbeeld dat mensen hun reacties op spinnen zelf ook als irrationeel en automatisch zien (Mayer, Merckelbach, & Muris, 2000). Dit doet vermoeden dat automatische processen een belangrijke rol spelen bij de ontwikkeling of instandhouding van angst.

Voorheen werd het gedrag van mensen hoofdzakelijk geanalyseerd door middel van introspectie, met als grote tekortkoming dat mensen maar beperkt zicht hebben op de processen die zich afspelen voordat gedrag tot stand komt (Roefs et al., 2011). Deze onbewuste en automatische denkprocessen van een mens bevinden zich buiten het bewustzijn van iemand om en het is daarom niet mogelijk ze te meten door middel van introspectie (De Houwer, 2006). De vraag hoe dit dan wel het best gemeten zou kunnen worden, houdt onderzoekers al jaren bezig. Er zijn verschillende paradigma’s ontwikkeld om deze automatische processen beter in kaart te brengen en te kijken of en zo ja, hoe ze een rol ze

(5)

spelen bij de oorsprong en instandhouding van angststoornissen en andere vormen van psychopathologie.

Twee automatische processen die veel aandacht hebben gekregen in onderzoek rond de ontwikkeling van angst zijn aandachtsvertekening voor bedreigende stimuli (voor een review, zie Van Bockstaele et al., 2014) en impliciete attitudes (voor een review, zie Ouimet, Gawronski, & Dozois, 2009). Mensen met angststoornissen hebben een selectieve aandacht voor bedreigende stimuli en zullen automatisch meer hun aandacht richten op dreiging dan mensen zonder angststoornissen (Bar-Haim, Lamy, Pergamin, Bakermans-Kranenburg, & van IJzendoorn, 2007). Voor het onderzoek naar aandachtsbias wordt veelal gebruik gemaakt van een dot-probe taak (MacLeod, Mathews, & Tata, 1986). Bij deze taak verschijnen twee plaatjes kort op een beeldscherm. Een van deze plaatjes is bedreigend (bijvoorbeeld een foto van een spin of een boos gezicht), terwijl het andere plaatje neutraal of positief is (bijvoorbeeld een foto van een bloem of een neutraal gezicht). Vervolgens verschijnt een doelstimulus op het beeldscherm op de plek van een van de twee foto’s, waarop de deelnemer zo snel mogelijk moet reageren. De tijd wordt gemeten tussen het verschijnen van de doelstimulus en de respons van de proefpersoon. Bij mensen met verhoogde angst is de reactietijd korter wanneer de doelstimulus verschijnt op de plaats van de bedreigende stimulus (congruente trial) dan wanneer de doelstimulus verschijnt op de plaats van de neutrale stimulus (incongruente trial) (MacLeod et al., 1986). Bij mensen zonder verhoogde angst is dit niet het geval. Dit suggereert dat mensen met verhoogde angst reeds hun aandacht gericht hadden op de dreigende stimulus. Volgens onderzoekers wordt de aandachtsbias score bepaald door twee processen (Koster, Crombez, Verschuere & De Houwer, 2004). Ofwel zijn mensen snel wanneer de doelstimulus verschijnt op de plaats van het spinnenplaatje (fast

engagement). Ofwel zijn mensen langzaam wanneer de doelstimulus verschijnt op de plaats

van het neutrale plaatje (slow disengagement).

Steeds meer onderzoekers gaan ervan uit dat de moeite om de aandacht los te koppelen van de dreiging (slow disengagement) het belangrijkste onderdeel is van de aandachtsvertekening (Koster et al., 2004). Om dit nader te onderzoeken, wordt er veelal gebruik gemaakt van de disengagement task (Georgiou et al., 2005). Bij deze taak worden ofwel dreigende of neutrale plaatjes in het midden van het scherm vertoond. Vervolgens verschijnt links of rechts van dit plaatje een letter, waarop de deelnemer zo snel mogelijk moet reageren. Het idee is dat wanneer deelnemers langzamer zijn met het reageren op een letter na dreigend plaatje (van bijvoorbeeld een spin) dan na een neutraal plaatje, dat ze meer moeite hebben met het loslaten van de aandacht van een dreigende stimulus.

(6)

Naast aandachtsvertekening blijken mensen met een angststoornis ook automatisch gevormde en geactiveerde impliciete attitudes te hebben over bedreigende stimuli (Ouimet et al., 2009). Dit houdt in dan mensen zonder bewust te overdenken wat de attitude is ten aanzien van een stimulus reeds automatisch ideeën activeren over die stimulus. Deze automatisch geactiveerde attitudes kunnen haaks staan op de attitudes die gevormd zijn of geactiveerd worden door er bewust over na te denken. Een van de impliciete maten om deze impliciete attitudes te meten is de Impliciete Associatie Test (IAT, Greenwald, McGhee, & Schwartz, 1998). Met de IAT wordt de sterkte van een associatie gemeten door te kijken naar reactiesnelheden. In het voorbeeld van Greenwald et al. (1998) wordt de associatie tussen insecten en bloemen met negatieve en positieve woorden gemeten. Deelnemers moeten verschillende stimuli categoriseren door op één van twee knoppen te drukken. In een eerste fase is één knop voor insecten en negatieve woorden en de andere knop voor bloemen met positieve woorden. Dit wordt als de compatibele associatie gezien. In een volgende fase (de incompatibele fase) is één knop bedoeld voor insecten en positieve woorden en de andere knop voor bloemen en negatieve woorden. Uit het verschil in reactietijden tussen deze twee fasen kan men vervolgens de impliciete attitude afleiden. Wanneer iemand in het voorbeeld kortere reactietijden heeft wanneer insecten en negatieve woorden één knop delen dan wanneer insecten en positieve woorden een knop delen, dan kan men daaruit afleiden dat deze persoon insecten negatiever vindt dan bloemen. Deze attitudes zijn al bij verschillende concepten onderzocht, onder andere bij zelfconcept (Greenwald & Farnham, 2000), spinnenangst (Egloff & Schmukle, 2002) en alcoholattitudes (Wiers, van Woerden, & Smulders, 2002).

1.2 Dual process modellen

Met bovengenoemde meetmethoden is het mogelijk gebleken om automatische processen in kaart te brengen. Er wordt echter niet vanuit gegaan dat deze automatische processen de enige determinanten zijn voor het vertonen van gedrag. Eveneens meer reflectieve, bewuste processen worden geacht belangrijk te zijn voor het gedrag dat mensen tonen. Steeds meer onderzoekers pleitten ervoor om deze processen niet meer apart van elkaar te bestuderen, maar om deze in één model samen te voegen. Modellen waar zowel automatische processen als reflectieve processen worden bekeken, worden dual-process modellen genoemd. Onder andere Smith en DeCoster (2000), Fazio en Towless-Schwen (1999) en Strack en Deutsch (2004) formuleerden een dual process model. Volgens het

(7)

werkende systemen voor de bepaling van gedrag. Enerzijds is er het impulsieve systeem, hetgeen verantwoordelijk is voor impulsief gedrag. Dit systeem werkt door middel van een associatief netwerk. Een impuls activeert een cluster dat vervolgens andere associatieve clusters activeert. De links tussen de verschillende clusters hebben geen betekenis, er is enkel sprake van eenzelfde activatie. Belangrijk is dat deze activatie automatisch plaatsvindt zonder dat men daar aandacht aan dient te besteden of dat men zich er bewust van is. Hierdoor vinden impulsieve, automatische gedragingen plaats. Parallel aan het impulsieve systeem werkt het reflectieve systeem, hetgeen controleerbaar gedrag stuurt en flexibeler is. Dit systeem wijst betekenissen en waarden toe aan concepten om zodoende tot overwogen beslissingen te komen. In tegenstelling tot het impulsieve systeem is het reflectieve systeem afhankelijk van de beschikbare hoeveelheid cognitieve bronnen. Voorbeelden van cognitieve bronnen zijn zelf-regulerende bronnen en het executieve functioneren om deze reflecties te kunnen maken (Vohs, 2000). Er wordt vanuit gegaan dat het impulsieve systeem altijd actief is, maar het reflectieve systeem enkel actief is wanneer er voldoende cognitieve bronnen beschikbaar zijn. Het uiteindelijke gestelde gedrag is afhankelijk van de sterkte van de output van het impulsieve en reflectieve systeem. Normaliter is het reflectieve systeem in staat te vechten tegen de uitkomsten van het impulsieve systeem. Er zijn echter verschillende situationele en dispositionele factoren die werkzaamheid van het reflectieve systeem beïnvloeden. Dispositionele factoren zijn onder andere de capaciteit van het werkgeheugen en zelfcontrole als persoonlijkheidstrek. Situationele factoren zijn onder andere zelfregelende bronnen, cognitieve capaciteit, alcoholconsumptie en zogeheten terror management (Hofmann, Friese, & Strack, 2009). Wanneer er niet voldoende cognitieve bronnen zijn, zou dit betekenen dat het reflectieve systeem minder goed functioneert en zou derhalve het impulsieve systeem de boventoon voeren.

Zoals beschreven, is er volgens het model van Strack en Deutch (2004) een strijd gaande tussen het impulsieve en het reflectieve systeem. Het systeem dat deze strijd wint, is dat welke het getoonde gedrag stuurt. Zoals hierboven duidelijk werd, zijn er verschillende manieren om beide systemen te meten. Wanneer enerzijds het impulsieve systeem de strijd wint, en het gedrag het gevolg is van automatische processen, dan zou dit het best voorspeld moeten worden door impliciete maten zoals de IAT. Als anderzijds het reflectieve systeem de strijd wint en het gedrag het gevolg is van reflectieve processen, dan zou dit het best voorspeld moeten worden door expliciete maten. Volgens het model zijn vragenlijsten als expliciete maat een goede manier om iemand zijn reflectieve processen te meten. Deze assumpties worden ondersteund door onderzoek. Egloff en Schmuckle (2002) vonden dat

(8)

gedrag dat gestuurd wordt door het impulsieve systeem beter wordt voorspeld door de impliciete maten (IAT). Anderzijds dat het gedrag dat gestuurd wordt door het reflectieve systeem, beter voorspeld wordt door expliciete maten (vragenlijsten, zie bijvoorbeeld Egloff en Schmuckle, 2002). Bovendien blijkt zelfgerapporteerde angst voor spinnen een betere voorspeller te zijn voor bewust vermijdingsgedrag, waar impliciete maten een betere voorspeller blijken voor ongecontroleerde fysiologische angstresponsen (Huijding & de Jong, 2006; Van Bockstaele et al., 2011a).

Het feit dat het om twee verschillende processen gaat, zou moeten betekenen dat beide meetmethodes verschillende aspecten meten die ten grondslag liggen aan gedrag. Dit betekent dat deze meetmethodes weinig met elkaar in verband hebben. Dit idee lijkt te worden bevestigd door de bevinding dat de expliciete en impliciete maten zeer gering met elkaar correleren (Egloff & Schmuckle, 2002). Hiermee wordt het belang aangetoond om naar zowel impliciete als expliciete maten te kijken.

1.3 Onderzoek werking dual-process

Het idee om zowel het impulsieve en reflectieve systeem in kaart te brengen heeft veel onderzoekers ertoe aangezet om onderzoek te doen (bijvoorbeeld Hofmann, Friese, & Strack, 2009). Een belangrijke aspect van het model van Strack en Deutsch (2004) is dat de werking van het reflectieve systeem afhankelijk is van dispositionele en situationele factoren. Met minder cognitieve bronnen werkt het reflectieve systeem minder goed. Dit zou betekenen dat wanneer men aan een groep proefpersonen een cognitief belastende secundaire taak geeft, het reflectieve systeem in deze groep minder goed zou moeten werken. Het idee erachter is dat wanneer mensen extra informatie te verwerken hebben in het werkgeheugen, dit zorgt voor een minder goed functionerend executief systeem (Baddely, 1990). Daardoor zijn in deze groep te weinig cognitieve bronnen over voor het reflectieve systeem om het gedrag op een primaire taak te sturen. Het gedrag in deze groep zal bijgevolg waarschijnlijker gestuurd worden door het impulsieve systeem, en dus zou het gedrag op de primaire taak in deze groep beter voorspeld moeten kunnen worden aan de hand van impliciete maten.

Friese, Hofmann en Wänke (2008) onderzochten de invloed van cognitieve load op het eetgedrag van mensen. De helft van de proefpersonen moest tijdens het maken van keuzes over eten een acht-cijferige code onthouden (lage capaciteitgroep). De andere helft moest enkel één cijfer onthouden (hoge capacititeitgroep). Vervolgens werd gekeken of impliciete maten dan wel expliciete maten een betere voorspeller waren voor het eetgedrag. Uit hun resultaten bleek dat impliciete maten een betere voorspeller waren voor het eetgedrag voor

(9)

personen die acht cijfers moesten onthouden dan voor personen die maar één cijfer moesten onthouden. Expliciete maten daarentegen waren een betere voorspeller voor personen met hoge capaciteit dan voor mensen met lage capaciteit. Dit onderzoek toonde aan dat gedrag van mensen beter voorspeld wordt door impliciete maten wanneer dit gedrag meer waarschijnlijk gestuurd wordt door het impulsieve systeem, terwijl expliciete maten juist een betere voorspeller zijn wanneer het gedrag gestuurd wordt door het reflectieve systeem. Bovendien blijkt uit dit onderzoek dat het mogelijk is de werking van het reflectieve systeem te beïnvloeden door de cognitieve capaciteit van proefpersonen te manipuleren.

Veel onderzoek naar het RIM model van Strack en Deutsch (2004) is gedaan bij onder andere eetgedrag en sociaal gedrag (Hofmann, Friese, & Strack, 2009). Er is echter steeds meer belangstelling voor de vraag of dit model ook toepasbaar is op psychopathologisch gedrag, zoals angst (zie Ouimet et al., 2009). In het onderhavige experimentele onderzoek zal een vergelijkbaar onderzoek als dat van Friese, Hofmann en Wänke (2008) worden uitgevoerd, ditmaal echter bij angst voor spinnen. Het betreft mensen met gemiddelde spinnenangst, niet enkel mensen met een duidelijke fobie. Er zal onderzocht worden of het verminderen van de functie van het reflectief systeem er in resulteert dat het gedrag beter voorspeld kan worden door impliciete maten dan door expliciete maten. Dit zal onderzocht worden in een vermijdingsgedragtaak (Behavorial Avoidance Task; BAT). Dit is een veelgebruikte manier om te kijken hoe deelnemers handelen wanneer ze in een laboratoriumsetting gevraagd worden om een spin te benaderen (zie bv. Van Bockstaele et al., 2011a). In normale omstandigheden wordt vermijdingsgedrag van spinnen in een laboratoriumsetting het best voorspeld door expliciete maten, wat betekent dat het eerder reflectief gedrag is (Huijding & de Jong, 2006; Van Bockstaele et al., 2011a). Wanneer echter het reflectief systeem verstoord wordt door verhoogde cognitieve load, kan verwacht worden dat het gedrag eerder impulsief zal worden. Een voorspelling die hieruit volgt is dat de impliciete maten een betere voorspeller zullen zijn voor vermijdingsgedrag voor deelnemers in een hoge cognitieve loadgroep, omdat deze proefpersonen meer impulsief gedrag zullen vertonen dan deelnemers die geen verhoogde cognitieve load hebben. Tevens wordt verwacht dat juist de expliciete maten een betere voorspeller zijn bij de deelnemers die geen extra cognitieve load hebben, en dus meer reflectief gedrag zullen stellen, ten opzichte van de proefpersonen die wel een verhoogde cognitieve load hebben.

(10)

2. Methode

2.1. Deelnemers

84 deelnemers deden mee aan dit onderzoek (24 mannen, M leeftijd = 22,78, SD = 5,70). Dit waren voornamelijk psychologiestudenten die als vergoeding vijf euro kregen voor hun deelname of een zogeheten onderzoekspunt. Deelnemers vulden vóór aanvang een informed consent in. Ze werden random toegewezen aan de cognitieve load conditie of de controle conditie. Na afloop kregen zij een brief met daarin achtergrondinformatie over het onderzoek. Het onderzoek werd goedgekeurd door de Ethische Commissie van de Universiteit van Amsterdam.

2.2. Apparaten en lokalen

De vragenlijst en reactietijdtaken werden afgenomen met behulp van een computer. Deze computer stond in een kleine, geluidsloze computerruimte van de Universiteit van Amsterdam. Alle taakjes waren geprogrammeerd en werden afgenomen met behulp van INQUISIT Millisecond 4.0 (2014) software. De BAT vond plaats in een vergelijkbare laboratoriumruimte, direct naast het computerlokaal.

2.3. Expliciete maat

De expliciete attitude voor spinnen werd gemeten aan de hand van de Nederlandse versie van de FSQ (Muris & Merckelbach, 1996; origineel van Szymanski & O’Donohue, 1995). Deze vragenlijst bestaat uit 18 vragen, die ieder gescoord kunnen worden op een 8-punts Likert schaal, van 0 tot 7, met een somscore van 126 voor de gehele test. Een voorbeeldvraag uit de vragenlijst is: Als ik nu een spin zou zien, dan zou ik denken dat de

spin me iets aan wil doen’. De FSQ is betrouwbaar (Cronbach’s Alfa van .95) en intern

consistent gebleken (Muris & Merckelbach, 1996).

2.4.1. Dot-probe taak

Voor het meten van de aandachtsvertekening werd gebruik worden gemaakt van de

dot-probe taak. Op een scherm verscheen een fixatiekruis in het midden zijn waar de

deelnemer zich op moesten focussen. Boven en onder dit plaatje waren twee grijze blokken. Na 1000ms verscheen op de plaats van de twee grijze blokken een plaatje van een spin en een plaatje van een paddenstoel, op willekeurige locatie. De plaatjes van spinnen en bloemen waren hetzelfde als die gebruikt werden tijdens het onderzoek van Van Bockstaele et al. (2011b). De plaatjes van de paddenstoelen werden gehaald van het internet. Deze plaatjes

(11)

waren 500ms te zien. Vervolgens verscheen op één van beide plekken de doelstimulus. Dit was ofwel de letter E ofwel de letter F. Op het toetsenbord waren twee stickers geplaatst met de letters E en F erop. Deze letters bleven staan tot de deelnemer een respons had gegeven. Deelnemers dienden zo snel mogelijk een respons geven, door te drukken op de letter E als ze die in beeld zagen of de letter F als ze die op beeld zagen. De reactietijd werd gemeten tussen het verschijnen van de doelstimulus en het geven van de respons. Deze taak bestond uit twee verschillende trialtypes. Op congruente trials verscheen de doelstimulus op de plek van een spinnenplaatje, terwijl op incongruente trials de doelstimulus aan de andere kant van het spinnenplaatje verscheen, na het plaatje van een paddenstoel. Als er sprake is van een aandachtsvertekening zullen de reactietijden op de doelstimulus op congruente trials korter zijn dan op incongruente trials. Na het geven van de respons startte na een random interval van 250 tot 500ms de volgende trial.

De taak bestond uit twee blokken. In het eerste blok, het oefenblok, werd er alleen gebruik gemaakt van foto’s van bloemen. Dit werd gedaan zodat de deelnemers gewend raakten aan het principe van deze reactietijdtaak. Dit blok bestond uit 12 trials. Het tweede blok, het testblok, was zoals hierboven beschreven en bestond uit 128 trials, (64 congruente trials en 64 incongruente trials). Alle trials verschenen in willekeurige volgorde. Elk plaatje van een spin werd in totaal 16 keer getoond. En elk plaatje van een paddenstoel werd 16 keer getoond.

2.4.2. Disengagement taak

Voor het meten van een aandachtsvertekening werd eveneens gebruikt gemaakt van de disengagement taak. Er verscheen bij deze taak een wit fixatiekruis op het midden van het scherm. Na 1000ms verdween deze en verscheen er een plaatje van ofwel een spin ofwel een paddenstoel. Dit plaatje was voor 500ms zichtbaar en verdween dan. De doelstimulus, een E of een F verscheen na 30ms onder of boven de plek van het plaatje. De deelnemers dienden zo snel mogelijk aan te geven of zij de letter F of E zagen. Vervolgens werden de reactietijden gemeten tussen het verschijnen van de doelstimulus en de respons van de deelnemer. Het idee is dat wanneer de reactietijden bij foto’s van spinnen langer zijn dan bij foto’s van paddenstoelen dat de persoon meer moeite had zijn aandacht los te maken van de spinnenfoto, en zodoende sprake is van een aandachtsvertekening.

Net als bij de dot-probe taak bestond deze taak uit twee blokken. Het eerste blok was wederom een oefenblok met alleen foto’s van bloemen. Dit blok bestond uit 12 trials. Het tweede blok is zoals hierboven beschreven. Dit bestond uit 128 trials, (64 trials met spinnen

(12)

en 64 trials met bloemen). Alle trials verschenen in willekeurige volgorde. Elk plaatje van een spin werd in totaal acht keer getoond. En elk plaatje van een paddenstoel werd acht keer getoond. Er werd gebruik gemaakt van een andere set plaatjes dan bij de dot-probe taak.

2.4.3. Impliciete Associatie Test

De impliciete attitudes werden gemeten worden aan de hand van een IAT. Voor de meting van impliciete attituden is dit een goede test gebleken (De Houwer & De Bruycker, 2007). De IAT die we gebruikten in deze studie was sterk vergelijkbaar met die uit de studie door van Bockstaele et al. (2011b). De verschillende doelcategorieën bestonden uit acht plaatjes van spinnen en acht plaatjes van paddenstoelen. De verschillende attributie categorieën bestonden uit acht positieve woorden (VAKANTIE, VROLIJK, FEEST, PLEZIER, ZOMER, WARMTE, CADEAU en GESCHENK) en acht negatieve woorden (OORLOG, PIJN, HAAT, AFKEER, BEGRAFENIS, ZIEKTE, DOOD en ONGELUK). De labels van de verschillende doelcategorieën (spin – paddenstoel) en attributies (positief – negatief) werden in de linker en rechts bovenhoek van het scherm gemeld, afhankelijk van het blok. De plaatjes en woorden werden in het midden van een computerscherm getoond en verdwenen pas wanneer een respons gegeven werd. De proefpersonen moesten zo snel en accuraat mogelijk drukken op de letter A voor links en de letter L voor rechts, om de stimuli in de juiste categorie onder te brengen. Op de toetsen waren kleine stickertjes ter verduidelijking aangebracht.

In lijn met de studie van Van Bockstaele et al. (2011b) en Greenwald et al. (2003), bestond de IAT uit zeven verschillende blokken. In de eerste fase werd geoefend met het plaatsen van de woorden bij de juiste labels, links negatieve woorden en rechts positieve woorden. Elk woord werd twee keer gepresenteerd. In het tweede blok werd er geoefend worden met het plaatsen van de plaatjes bij het juiste label, links spinnen en rechts paddenstoelen. Elk plaatje werd twee keer getoond. Het derde blok werd de compatibele mapping geoefend. Hier werden zowel woorden als plaatjes getoond. De linker knop deelde de negatieve woorden en de plaatjes van spinnen. De rechterknop deelde positieve woorden en plaatjes van paddenstoelen. Dit blok bestond uit 32 trials, waarbij elk plaatje en elk woord één keer getoond werd. In het vierde blok werd de compatibele mapping getest, exact hetzelfde als het blok hiervoor. Ditmaal echter werden alle plaatjes en woorden twee keer gepresenteerd, wat resulteerde in een totaal van 64 trials. In het vijfde blok werden enkel plaatjes van paddenstoelen en spinnen getoond, maar waren de knoppen omgedraaid: links paddenstoelen en rechts spinnen. Dit diende ervoor om te wennen aan deze omkering en ter

(13)

voorbereiding op de incompatibele mapping. Elk plaatjes van zowel spinnen als paddenstoelen werd twee keer gepresenteerd, wat zorgde voor een totaal van 32 trials. In de zesde fase werd de incompatibele mapping geoefend waar positieve woorden en spinnen de rechterknop deelden en waar negatieve woorden en plaatjes van paddenstoelen de linkerknop deelden. Alle plaatjes en woorden werden één keer getoond, dus 32 trials. Het zevende en laatste blok was de incompatibele testfase. Dit was exact hetzelfde als de oefenfase in het zesde blok, echter werden alle woorden en plaatjes twee keer getoond, wat leidde tot een totaal van 64 trials. De reactietijden werden gemeten en vergeleken tussen de compatibele en incompatibele testfases. Voor de IAT werden andere plaatjes gebruikt dan voor de dot-probe taak en de disengagement taak.

2.5. Flankertaak

Als manipulatiecheck is gebruik gemaakt van de flankertaak (Eriksen & Eriksen, 1975). Op het midden van een zwart scherm stond een wit fixatiekruis. Na 500ms verdween het kruisje en verschenen 5 letters op het beeldscherm. De proefpersoon diende enkel aan te geven of de middelste letter een E was of een F was. Deze letter werd aan weerszijden omgeven door twee letters, de zogeheten flankers. In congruente trials waren de flankers dezelfde letters als de middelste (EEEEE of FFFFF). In incongruente trials waren de flankers andere letters dan de middelste letter (EEFEE of FFEFF). Deze letters bleven staan zolang de deelnemers een toets indrukte. Wanneer zij de verkeerde letter indrukten verscheen een rood kruis voor 200ms in beeld. De reactietijd werd gemeten tussen het verschijnen van de letters en het indrukken van de knop. Het idee achter deze taak is dat het lastiger om selectieve aandacht te hebben voor de middelste letter wanneer deze omgeven wordt door letters die anders zijn maar er sterk op lijken. De reactietijden blijken daarom vaak sneller bij de congruente trials dan bij incongruente trials. Het flankereffect werd berekend door het verschil te nemen tussen de incompatibele en compatibele trials.

In totaal waren er twee blokken. In het eerste blok werd geoefend met de taak. Dit blok bestond uit 12 trials, 6 compatibele trials en 6 incompatibele trials. Deze verschenen in willekeurige volgorde. De volgende fase was exact hetzelfde, met echter één belangrijk verschil. De deelnemers dienden een 8-cijferige code te onthouden. Deze kregen zij voor aanvang van het tweede blok voor 20 seconden te zien. Hen werd gevraagd deze te onthouden tijdens het blok, en deze in te typen na afloop van het blok. Deelnemers in de cognitieve loadconditie kregen een lastige code (49708316) en deelnemers uit de controle conditie kregen een eenvoudige code (2222222). Dit testblok bestond 60 trials, 30 compatibele trials

(14)

en 30 incompatibele. Daarbij werd gekeken of er een verschil bestaat in het flankereffect en de reactietijden tussen beide condities. Idee is dat doordat het werkgeheugen bezig is een lastige code te onthouden, er minder capaciteit is om de flankertaak even accuraat en snel uit te voeren als wanneer een simpele code onthouden dient te worden.

2.6. Benaderingstaak (BAT)

Voor de gedragstaak werd gebruik gemaakt van de vervelling van een grote Zuid-Amerikaanse vogelspin. Deze stond op een tafel in een omgekeerde doos met de deksel erop. Deelnemers werd verteld dat er een levende vogelspin onder de deksel zat en hen werd nogmaals mede gedeeld dat deelname aan dit deel vrijwillig is en dat ze te allen tijden konden stoppen. Deelnemers kregen net als tijdens de laatste flankertaak een 8-cijferige code die ze dienden te onthouden tijdens het uitvoeren van de BAT. Dit gold als de manipulatie in deze studie. De code was niet zichtbaar voor de proefleider zodat hij niet op de hoogte was welke deelnemer in welke conditie zat. Voor deelnemers in de cognitieve loadconditie was dit een complexe code (16925708) terwijl deze voor de deelnemers in de controle conditie wederom een eenvoudige code was (33333333). Deze code was 20 seconden zichtbaar voor de deelnemers op een computer scherm. Wanneer de code verdween begon de BAT.

Figuur 1. Schematische weergave opstelling tijdens BAT Figuur 2. Spin tijdens BAT

Vanaf de dichte doos liep een meetlint naar de andere kant van de tafel. Dit meetlint was in totaal twee meter lang (Figuur 1). Deelnemers werd gevraagd hun vinger aan het begin van het meetlint te leggen, dus op twee meter afstand van de doos. Wanneer ze er klaar voor waren tilde de proefleider de doos op en kregen de deelnemers voor het eerst de spin te zien. Deze zat onder een omgekeerd bloempotje, met de helft van het lichaam zichtbaar en de pootjes eruit stekend (Figuur 2). Deelnemers werd gevraagd hun vinger langs het meetlint te bewegen in de richting van de spin. Zij moesten zover bewegen totdat ze niet meer verder

(15)

wilden. Dan werd door de proefleider afgelezen op het meetlint hoe ver ze van de spin verwijderd waren gebleven. Tevens werd de tijd genoteerd die verstreken was tussen het omhoog halen van de doos en het moment dat de deelnemer aangaf niet meer verder te willen doorgaan. Het resultaat op de BAT is de afstand tussen de spin en de plek op het meetlint waar de deelnemer stopte.

2.7. Procedure

Deelnemers tekenden bij binnenkomst een informed consent met daarin uitleg dat ze ieder moment konden stoppen met het onderzoek. Er werd niet verteld dat ze aan het einde van het experiment nog in nabijheid van een spin zouden komen, zodat dit geen invloed kon hebben op de reactietijdtaken. Na het tekenen namen ze plaats in een kleine stille onderzoeksruimte met daarin alleen een computer. Alle taakjes en vragenlijsten volgen elkaar automatisch op in het computerprogramma. Deelnemers begonnen met het invullen van leeftijd en geslacht. Vervolgens begonnen deelnemers met de FSQ. Daarna volgden de IAT, dot-probe taak en de disengagement taak. Na deze taakjes kregen ze de flankertaak. Nadat ze klaar waren met de flankertaak, verscheen op het scherm nog een extra tekst waarin stond vermeld dat er nog een deel was met een echte levende spin. Er werd dus nog niet vermeld dat dit in werkelijkheid een vervelling was. Ze kregen te horen dat de proefleider was getraind hiermee om te gaan maar dat ze niet verplicht werden deel te nemen en elk moment konden stoppen. Daarna volgde de BAT zoals hierboven beschreven. Na de BAT kregen deelnemers een brief met een korte uitleg over de studie. Ten slotte werden ze uitbetaald of kregen ze een onderzoekspunt uitgekeerd.

(16)

3. Resultaten

3.1. Scoring en outliers

Om scoring mogelijk te maken, werden de data van de dot-probe taak, disengament taak en de flankertaak op gelijke wijze klaar gemaakt voor de analyses. Allereerst werden de oefenblokken verwijderd. Vervolgens werd het percentage correcte responsen berekend en trials met fouten werden verwijderd. Daarna werden de gemiddelde reactietijd en SD berekend over alle proefpersonen en werden alle reactietijden die meer dan drie SDs afweken van het gemiddelde verwijderd. Vervolgens werden de individuele gemiddelde reactietijd en

SD berekend, en werden per deelnemer alle trials verwijderd met reactietijden die meer dan

drie SDs afweken van dat gemiddelde. Deelnemers met een foutenpercentage dat meer dan drie standaarddeviaties afweek van het groepsgemiddelde werden niet meegenomen in de analyses. De aandachtsbiasscores (AB-scores) werden berekend door gemiddelde reactietijden van de congruente trials af te trekken van de gemiddelde reactietijden van de incongruente trials. Hoe groter deze AB-score des te groter is de aandachtsvertekening voor spinnen. De disengagement-scores werden berekend door de gemiddelde reactietijd bij trials met paddenstoelen af te trekken van de gemiddelde reactietijd bij trials met spinnen. Ook hier reflecteren grotere disengagement-scores een grotere aandachtsvertekening voor spinnen ten opzichte van een neutrale stimulus. De flanker scores werden berekend door de gemiddelde reactietijd op compatibele trials af te trekken van de gemiddelde reactietijd op de incompatibele trials. Des te groter dit verschil, des te groter is de interferentie van de aandacht.

De IAT scores werden op twee verschillende wijzen berekend. Allereerst werd de LogIAT berekend volgens de methode van Greenwald et al. (1998). Hiervoor werden de wachttrials en oefenblokken verwijderd. Het percentage correcte trials werd berekend. Vervolgens werd van elk testblok de eerste twee trials verwijderd. Tevens werden de reactietijden getransformeerd: reactietijden hoger dan 3000 milliseconden werd een score van 3000ms gegeven, en de reactietijden van minder dan 300ms werden omgezet naar 300ms. Van de overgebleven trials werden de log-getransformeerde reactietijden berekend. Het IAT-effect werd bepaald door de gemiddelde reactietijd op het incompatibele blok af te trekken van de gemiddelde reactietijd op het compatibele blok. Hoe negatiever de score, des te negatiever de attitude is voor spinnen ten opzichte van paddenstoelen. Daarnaast werden de IAT-scores berekend middels de D600 volgens de methode van Greenwald et al. (2003). Deze methode lijkt sterk op de logIAT methode met echter enkele verschillen. Zo worden de

(17)

reactietijden uit de oefenblokken meegenomen in de analyses. Tevens worden de gemaakte fouten meegenomen in de analyses maar wordt elke gemaakte fout bestraft. Bovendien wordt er gecorrigeerd voor individuele verschillen.

Bij de BAT werd de minimale afstand (in cm) gemeten tussen de hand van de proefpersoon en de spin als maat van vermijding. Hoe groter de afstand, des te groter de vermijding. Tevens werd de tijd (in seconden) bijgehouden die deelnemers erover deden voordat ze aangaven niet meer verder te willen. Op basis van deze twee maten kon de benaderingssnelheid gemeten worden (aantal cm per seconde).

In totaal deden er 84 proefpersonen mee aan het experiment. Eén proefpersoon had enkel de FSQ ingevuld en was daarna gestopt. De gegevens van deze proefpersoon zijn niet meegenomen in de verdere analyses. Voor de dot-probe taak, disengagement taak, flankertaak en IAT werden het aantal fouten berekend. Proefpersonen die meer dan drie standaard deviaties verschilden met het gemiddelde voor het aantal correcte antwoorden werden verwijderd van de analyses (n = 3). Derhalve bleven er 80 proefpersonen over voor de analyses. Voor alle analyses werd een significantieniveau van α = 0.05 aangehouden.

3.2 Beschrijvende statistiek 3.2.1 Expliciete maat

De scores op de FSQ lopen van 0 tot 92 (zie tabel 1). De betrouwbaarheid van de FSQ werd bepaald door middel van de Cronbach’s Alpha, α = .96. Hiermee is de FSQ zeer betrouwbaar gebleken.

Tabel 1

Gemiddelden en standaarddeviaties van de expliciete en impliciete maten en de BAT

M SD n 1. FSQ 29.41 25.85 80 2. Aandachtsbias score -11.01 20.73 80 3. Disengagement scores -0.81 20.30 80 4. Log IAT -0.08 0.13 80 5. D600 IAT -0.44 0.40 80 6. BAT afstand (in cm) 37.59 49.93 80 7. BAT snelheid (cm per sec) 8.01 4.66 77

3.2.2 Impliciete maten

Er werden voor alle impliciete maten one sample t-tests uitgevoerd om na te gaan of de scores significant verschilden van 0 (zie tabel 1 voor de gemiddelden en standaarddeviaties van de verschillende impliciete maten). De aandachtsbias score was significant kleiner dan 0,

(18)

t(79) = 4,75, p < . 001, Cohen’s d = 0.53. Dit betekent dat deelnemers sneller reageerden op

de doelstimulus bij incongruente trials dan bij congruente trials. De disengagement score was niet significant verschillend van 0, t(79) = 0.36, p = .72, Cohen’s d = 0.04. De logIAT score was significant kleiner dan 0, t(79) = 5.48, p < .001, Cohen’s d = 0.61. Dit impliceert dat proefpersonen meer negatieve associaties hebben bij plaatjes van spinnen dan bij plaatjes van paddenstoelen. De score van de D600 was significant verschillend van 0, t(79) = 9.99, p < .001, Cohen’s d = 1.12, wat opnieuw aangeeft dat proefpersonen meer negatieve associaties hebben bij plaatjes van spinnen dan bij plaatjes van paddenstoelen.

Voor deze impliciete maten werd eveneens de betrouwbaarheid bepaald, door middel van de split-half methode. Er werd gekeken naar de samenhang tussen de scores berekend met enkel de even en enkel de oneven trials van de verschillende reactietijdtaken. De betrouwbaarheid van de zowel de dot probe taak, r(80) = -.07, als de disengagement taak,

r(80) = .03, is laag. Daarentegen was de betrouwbaarheid van de IAT hoog, r(80) = .76.

3.2.3 BAT

Twee proefpersonen wilden niet meedoen aan de BAT. Zij kregen de volle score van 200cm toebedeeld. Voor de beschrijvende statistiek (zie tabel 1) werden hun data wel meegenomen in de analyses voor de afstand. Voor het bepalen van de snelheden werd dit echter niet meegenomen, aangezien zij geen tijdscore hadden. In de volgende analyses waar wordt gekeken naar verschillen tussen beide groepen zijn de data van deze proefpersonen in hun geheel niet meegenomen in de analyses. Zij hebben namelijk geen manipulatie ondergaan tijdens de BAT, waardoor zij niet in een groep terecht zijn gekomen en groepsvergelijkingen niet mogelijk zijn. Tevens was bij één persoon de tijdsmeting niet geslaagd, waardoor de snelheid eveneens niet berekend kon worden.

3.2.4. Verschil tussen beide groepen

Zoals hierboven beschreven deden twee deelnemers niet mee aan de BAT. De data van deze proefpersonen is niet meegenomen in de verdere analyses. Drie personen deden wel mee aan de BAT maar verplaatsten vervolgens hun vinger niet. Zij zullen eveneens niet worden meegenomen in de volgende analyses aangezien zij in principe niet mee hebben gedaan aan de BAT en er derhalve geen sprake is van een manipulatie. Eén persoon slaagde er niet in de acht-cijferige code te geven na afloop van de BAT. Deze gegevens van deze persoon zullen niet worden meegenomen in de verdere analyses. Bovendien werd gekeken hoeveel fouten werden gemaakt in de code die de deelnemers moesten onthouden tijdens de BAT. Volgens

(19)

Gilbert en Hixon (1991) mag er een cut-off score gehanteerd worden bij dergelijke cognitieve capaciteit manipulaties: deelnemers met vier of meer fouten worden niet meegenomen in deze analyses. In de cognitieve loadgroep was er één deelnemer met zeven fouten en één deelnemer met vier fouten. Deze twee deelnemers werden daarom uitgesloten voor de verdere analyses. In totaal bleven er dus 72 deelnemers over voor de verdere analyses met de BAT. De toebedeling aan de verschillende groepen werd willekeurig gedaan. Er is gekeken naar de gemiddelden en standaarddeviaties van de proefpersonen op de expliciete en impliciete maten alsmede de BAT (zie tabel 2). Om na te gaan of de groepen echter a priori verschilden op de verschillende maten werden independent samples t-tests uitgevoerd. Op geen van de verschillende maten bleek a priori een significant verschil te zijn tussen de twee groepen.

Tabel 2

Gemiddelden en standaarddeviaties voor de verschillende impliciete en expliciete maten, per groep. Eveneens de t-statistic en p-waarde van de independent samples t-test voor het verschil tussen de gemiddelden van beide groepen

Cognitieve load groep (N = 37) Controle groep (N = 35) Verschil gemiddelden M SD M SD t-statistic p-waarde 1. FSQ 30.89 22.49 24.06 27.49 1.16 .25 2. Aandachtsbias score -10.39 21.34 -11.53 21.03 0.23 .82 3. Disengagement scores -1.09 24.06 -0.95 15.86 0.03 .98 4. Log IAT -0.07 0.15 -0.08 0.12 0.32 .75 5. D600 -0.40 0.39 -0.47 0.45 0.76 .45 6. BAT afstand (in cm) 27.27 31.11 24.47 23.76 0.41 .69 7. BAT tijd (in sec) 25.01a 7.89a 25.17 13.99 0.06 .95 8. BAT snelheid ( in cm per sec) 7.65a 3.02a 9.18 5.40 1.48 .14

Noot. a. N = 36, wegens ontbreken tijdmeting

3.3 Manipulatiecheck

Voor het flanker effect wordt gekeken naar het verschil in reactiesnelheid tussen congruente en incongruente trials. Wanneer naar het gemiddeld flanker effect gekeken wordt blijkt er geen significant verschil te zijn tussen beide groepen, t(70) = 0.34, p = .73. Als er echter gekeken wordt de gemiddelde reactiesnelheid op de flankertaak van zowel congruente als incongruente trials, dan blijken deelnemers in de cognitieve loadgroep wel langere reactietijden te hebben dan in de controlegroep, t(70) = 4.09, p < .001. Dit betekent dus dat deelnemers over het algemeen langzamer waren in de cognitieve loadgroep dan in de controlegroep. Hiermee lijkt de manipulatie geslaagd. Er wordt namelijk vanuit gegaan dat de mate van cognitieve load (hier de moeilijkheidsgraad van de te onthouden cijfers) zorgt voor een verschil in reactietijd door de mate van interferentie. Een grotere cognitieve load zorgt

(20)

voor minder capaciteit in het werkgeheugen doordat deze al belast wordt met het onthouden van de cijfers. Dit leidt tot tragere reactietijden, hetgeen ook blijkt uit onze data.

3.4 Correlaties

Door middel van de Kolmogorov-Smirnov toets is gekeken of de verschillende variabelen normaal verdeeld waren. De scores op de FSQ, logIAT, afstand op de BAT, tijd op de BAT, en snelheid op de BAT bleken niet normaal verdeeld te zijn. Er is daarom voor gekozen de Spearman correlaties te berekenen tussen de verschillende variabelen (zie tabel 3). In zowel de cognitieve load als de controle groep werd een positieve correlatie gevonden tussen de FSQ en de afstand op de BAT. In de controle groep correleerde de FSQ ook met de tijd en snelheid op de BAT. In beide groepen is sprake van een hoge correlatie tussen de logIAT score en de D600. De D600 correleerde verrassend genoeg in de controleconditie met de afstand en de snelheid op de BAT, maar niet in de cognitieve loadconditie. Bij een sterkere negatieve associatie van spinnen leidde dit tot een grotere afstand tot de spin op de BAT. Opvallend is het feit dat de aandachtsbias score en de disengagement score nauwelijks met elkaar correleren. Aangezien een deel van de aandachtsbias score bepaald wordt door de zogeheten difficulty to disengage, zou verwacht worden dat deze twee maten sterker met elkaar zouden correleren.

Tabel 3

Spearman Correlaties tussen de verschillende maten, afzonderlijk voor beide groepen

n 2. 3. 4. 5. 6. 7. 8. Cognitieve Loadgroep 1. FSQ 37 -.14 -.02 -.06 -.03 .68** .21 -.44** 2. Aandachtsbias 37 - .11 -.09 -.14 .09 .03 .01 3. Disengagement score 37 - .05 .14 .03 .04 -.04 4. LogIAT 37 - .58** -.08 .31 -.26 5. D600 37 - -.22 .24 -.05 6. BAT afstand 37 - .24 -.59** 7. BAT tijd 36 - -.84** 8. BAT benaderingssnelheid 36 - Controle groep 1. FSQ 35 -.13 .14 -.10 -.18 .75** .36* -.56** 2. Aandachtsbias 35 - -.08 -.27 -.38* -.04 .19 -.16 3. Disengagement score 35 - .11 .05 .02 .13 -.11 4. LogIAT 35 - .76** -.32 -.32 .29* 5. D600 35 - -.37* -.44** .40* 6. BAT afstand 35 - .29 -.56** 7. BAT tijd 35 - -.92** 8. BAT benaderingssnelheid 35 - Noot. *p < .05; **p < .01

(21)

3.5 Gemodereerde regressie analyses

Vervolgens is gekeken hoe voorspellend de expliciete en impliciete maten zijn voor de prestaties op de BAT. Er is gekeken of er een verschil bestaat tussen deze predictieve waarden voor de verschillende groepen. Om dit na te gaan is een gemodereerde regressie analyse uitgevoerd, waarin de twee groepen als moderator zijn meegenomen (Aiken & West, 1991). Hiervoor werden voor alle continue variabelen de gestandaardiseerde z-waarden berekend. Deze werden allemaal als predictor meegenomen in de analyse. Vervolgens werden dummy codes gegeven aan de twee groepen (0 = loadgroep, 1 = controle groep). Daarna zijn alle mogelijk tweewegs-interacties aangemaakt tussen de verschillende expliciete en impliciete maten met de groep. Als afhankelijke variabele gold de afstand op de BAT. De logIAT en de D600 zijn niet samen in een model gevoegd wegens de hoge mate van onderlinge correlatie (zie tabel 3). Er werden daarom aparte analyses gerund voor de logIAT en de D600.

Allereerst werd een analyse gerund zonder de D600 maar met alle overige gestandaardiseerde predictoren en interacties. In de eerste stap werden alle gestandaardiseerde z-waarden meegenomen als hoofdeffect. Het model was significant beter dan een model zonder predictoren, χ(4) = 14,78, p <.001. De FSQ was de enige significante predictor in de model. In de tweede stap werden ook alle mogelijke twee-weg interacties ingevoegd. Dit tweede model was niet beter dan het eerste model met alleen de FSQ als predictor, χ(4) = 0.14, p = .97 (zie tabel 4). In het tweede model was geen van de interactietermen als predictor significant.

Tabel 4

Gemodereerde Regressie Analyse voor het voorspellen van de afstand op de BAT (in cm) met de gestandaardiseerd z-waarden van de FSQ, aandachtsbias, disengagement score, logIAT, en de interacties met de groep

Gemodereerde regressie analyse

stap voorspeller B SE B β t-statistic p-waarde 1 zFSQ 18.66 2.50 .68 7.46 .00*

zAandachtsbias Score 1.85 2.54 .07 0.73 .47 zDisengagement Score 1.42 2.52 .05 0.56 .58 zLogIAT -3.62 2.56 -.13 1.41 .16

2 FSQ x groep 0.30 5.15 .01 0.06 .95 Aandachtsbias score x groep -2.43 5.23 -.06 0.47 .64 Disengagement score x groep -2.42 5.17 -.06 0.47 .64 logIAT x groep -9.75 35.09 -.03 0.28 .78

(22)

Exact dezelfde analyse is nog een keer gedaan, ditmaal echter met de D600 in plaats van de logIAT. Het model met enkel de gestandaardiseerd z-waarden als predictor was significant beter dan een model zonder predictoren, χ(4) = 15,60, p <.001. Zowel de FSQ als D600 waren een significante predictor. In de tweede stap werden ook alle mogelijk twee-weg interacties meegenomen. Dit tweede model was niet beter dan het eerste model met alleen de FSQ als predictor, χ(4) = 0.30, p= .88 (zie tabel 5). In het tweede model was geen van de interactietermen als predictor significant.

Tabel 5.

Gemodereerde Regressie Analyse voor het voorspellen van de afstand op de BAT (in cm) met de gestandaardiseerd z-waarden van de FSQ, aandachtsbias, disengagement score, D600, en de interacties met de groep

zAandachtsbias Score 0.94 2.58 .03 0.37 .72 zDisengagement Score 1.24 2.44 .05 0.51 .61 zD600 -5.27 2.55 -.19 2.06 .04*

2 FSQ x groep 0.08 5.08 .00 0.02 .99 Aandachtsbias score x groep -2.46 5.20 -.06 0.47 .64 Disengagement score x groep -3.08 4.99 -.08 0.62 .54 D600 x groep 5.44 7.82 .08 0.70 .49

Noot. R2= .48 voor stap 1, ΔR2= .01 voor stap 2

Uit bovenstaande analyses is gebleken dat noch de aandachtsbias score noch de disengagement score een significante voorspeller is op de BAT. Zoals we bij de beschrijvende statistiek hebben vermeld, blijken zowel de dot-probe als de disengagement taak een lage betrouwbaarheid te hebben. Aangezien het aantal proefpersonen in deze studie gering is, hebben we eveneens een analyse gerund waar deze beide predictoren buiten beschouwing werden gelaten.

Eerst werd een analyse gerund met de FSQ, logIAT en de interacties met de groep. In de eerste stap werden alle gestandaardiseerde z-waarden meegenomen als hoofdeffect. Het model was significant beter dan een model zonder predictoren, χ(2) = 29.20, p <.001. Alleen de zFSQ was een significante voorspeller voor de prestatie op de BAT. In de tweede stap werden alle mogelijke tweewegs-interacties ingevoegd. Dit tweede model was niet beter dan het eerste model met alleen de FSQ als predictor, χ(2) = 0.07, p = .93. (zie tabel 6). In het tweede model was geen van de interactietermen als predictor significant.

(23)

Tabel 6

Gemodereerde Regressie Analyse Analyse voor het voorspellen van de afstand op de BAT (in cm) met de gestandaardiseerd z-waarden van de FSQ, LogIAT, en de interacties met de groep

zLogIAT -3.64 2.43 -.13 1.49 .14

2 FSQ x groep 0.79 4.95 .02 0.16 .87 logIAT x groep -11.76 33.31 -.04 0.35 .73

Dezelfde analyse is nog een laatste keer gedaan, ditmaal echter met de D600 in plaats van de logIAT. Het model met de gestandaardiseerde z-waarden van de FSQ en logIAT als predictor was significant beter dan een model zonder predictoren, χ(2) = 31.75 p <.001. Zowel de zFSQ als de zD600 waren significante voorspellers voor de prestatie op de BAT. In de tweede stap werden de interacties meegenomen tussen FSQ met groep en D600 met groep. Dit tweede model was niet beter dan het eerste model met alleen de FSQ als predictor, χ(2) = 0.98, p = .42 (zie tabel 7). In het tweede model was geen van de interactietermen als predictor significant.

Tabel 7

Gemodereerde Regressie Analyse Analyse voor het voorspellen van de afstand op de BAT (in cm) met de gestandaardiseerd z-waarden van de FSQ, D600, en de interacties met de groep

zD600 -5.40 2.40 -.20 2.25 .03*

2 FSQ x groep 0.60 4.85 .02 0.12 .90 D600 x groep 5.52 7.42 .08 0.74 .46

3.6 Extra analyses

In de analyses hierboven zijn alle interacties tussen de verschillende predictoren en de groep onderzocht. Om er meer zicht op te krijgen hoe voorspellend de verschillende predictoren zijn voor de verschillende condities apart zijn hebben we exploratief ook verschillende regressie analyses gerund voor beide groepen apart. Ditmaal is de groep dus

(24)

geen moderator in de regressie analyses. Wederom is een aparte analyse met de logIAT uitgevoerd en een met de D600. De overige twee impliciete maten zijn niet meegenomen in deze analyse omdat in de analyses hierboven geen significant hoofdeffect werd gevonden. Voor de cognitieve load groep in de eerste stap de FSQ de enige predictor (zie tabel 8). Het model was significant beter dan een model zonder predictoren, χ(1) = 16,78, p < .001. Het tweede model met LogIAT als predictor was niet beter dan het eerste model met alleen de FSQ als predictor, χ(1) = 0.15, p = .70. In het tweede model was alleen de FSQ een significante predictor. Voor de controle groep was ook in de eerste stap de FSQ als predictor. Het model was significant beter dan een model zonder predictoren, χ(1) = 67.39, p < .001. Het tweede model met de LogIAT was significant beter dan het eerste model met alleen de FSQ als predictor, χ(1) = 7.21, p < .05. In het tweede stap waren tegen de verwachting in beide predictoren significant.

Tabel 8

Multipele lineaire Regressie Analyse voor het voorspellen van de afstand op de BAT (in cm) met de FSQ, logIAT. Apart voor de load groep en controle groep

Cognitieve loadgroep

stap voorspeller B SE B β t-statistic p-waarde 1 FSQ 0.79 0.19 .57* 4.10 .00*

2 FSQ 0.79 0.19 .57* 4.06 .00* LogIAT -11.09 28.79 -.05 0.39 .70

Controle groep

stap voorspeller B SE B β t-statistic p-waarde 1 FSQ 0.68 0.08 .82 8.21 .00*

2 FSQ 0.68 0.08 .81 8.84 .00* LogIAT -46.26 17.23 -.25 -2.68 .01*

Dezelfde analyse is nog een keer gedaan, ditmaal echter met de D600 in plaats van de LogIAT als predictor (zie tabel 9). Wederom was voor de cognitieve load groep in de eerste stap de FSQ de enige predictor. Het model was significant beter dan een model zonder predictoren, χ(1) = 16,78, p < .001. Het tweede model met D600 als predictor was niet beter dan het eerste model met alleen de FSQ als predictor, χ(1) = 2.38, p = .13. In het tweede model was alleen de FSQ een significante predictor. Voor de controle groep was ook in de eerste stap de FSQ als predictor. Het model was significant beter dan een model zonder

(25)

predictoren, χ(1) = 67.39, p < .001. Het tweede model met de D600 was niet significant beter dan het eerste model met alleen de FSQ als predictor, χ(1) = 3.42, p = .07. In het tweede model was alleen de FSQ significant, al was de D600-score ook marginaal significant.

Tabel 9

Multipele lineaire Regressie Analyse voor het voorspellen van de afstand op de BAT (in cm) met de FSQ, D600. Apart voor de load groep en controle groep

Cognitieve loadgroep

stap voorspeller B SE B β t-statistic p-waarde 1 FSQ 0.79 0.19 .57* 4.10 .00*

2 FSQ 0.79 0.19 .57 4.18 .00* D600 -16.87 10.94 -.21 1.54 .13

Controle groep

stap voorspeller B SE B β t-statistic p-waarde 1 FSQ 0.68 0.08 .82 8.21 .00*

2 FSQ 0.67 0.08 .80 8.18 .00* D600 -9.29 5.03 -.18 1.85 .07

(26)

4. Conclusie en Discussie

In het onderhavige onderzoek werd gekeken of het toenaderingsgedrag naar een spin beter voorspeld wordt door impliciete of expliciete maten en of dit verschilt wanneer mensen een extra cognitieve load krijgen. Het blijkt dat de expliciete maat voorspellend is voor vermijdingsgedrag van spinnen. Van de impliciete maten blijkt dat enkel de IAT voorspellend is voor vermijdingsgedrag van spinnen, en enkel berekend door middel van de D600 (Greenwald et al., 2003). Wanneer gekeken wordt naar de interacties met de groepsmanipulatie blijkt geen van de interacties een significante predictor te zijn voor het toenaderingsgedrag. Het toevoegen van een extra cognitieve loadtaak had dus geen effect op de voorspellende waarde van impliciete maten.

De genoemde bevindingen zijn niet in lijn met het Reflective Impulsive Model van Strack en Deutsch (2004). Op basis van de gestelde assumpties in dit model zou een cognitief belastende taak ertoe moeten leiden dat gedrag impulsiever wordt, hetgeen tot uiting zou moeten komen in een betere voorspelling van impliciete maten ten opzichte van expliciete maten. In deze studie is echter gebleken dat een cognitief belastende taak geen effect heeft gehad op de vraag hoe voorspellend de verschillende maten zijn voor toenaderingsgedrag. Opvallend is eveneens het feit dat de IAT voorspellend is gebleken voor beide condities. Uit vorige onderzoeken naar de voorspellende waarden van expliciete en impliciete maten op spinnenangst (Huijding & de Jong, 2006; Van Bockstaele et al., 2011a) bleek enkel de expliciete maat (FSQ) voorspellend te zijn op de prestaties van een toenaderingstaak. Daarom werd verwacht dat de IAT geen voorspellende waarde zou hebben voor beide groepen, enkel werd een interactie verwacht met de groep. Dit was niet het geval. Op basis van de huidige bevindingen zou gesteld kunnen worden dat toenaderingsgedrag naar spinnen zowel door impliciete als expliciete maten voorspeld zou kunnen worden. Ervan uitgaande dat beide maten respectievelijk de impulsieve en reflectieve gedragingen meet zou gesteld kunnen worden op basis van de bevindingen in dit onderzoek dat het gedrag op de BAT zowel impulsief als reflectief is.

Een mogelijke verklaring voor het feit dat er geen interactie met de groep heeft plaatsgevonden, is dat de manipulatie van de cognitieve load niet effectief genoeg was. Met een geslaagde manipulatie zou verwacht worden dat de impliciete maat verschillende predictieve waarde zou hebben voor de twee condities. De impliciete maat zou dan meer voorspellend zijn wanneer mensen een cognitieve taak krijgen. De expliciete maat zou juist meer voorspellend zijn in de controle conditie dan in de cognitieve load conditie. Zoals gesteld in de assumpties van het model van Strack en Deutsch (2004) kunnen verschillende

(27)

situationele en dispositionele factoren de werking van het reflectieve systeem beïnvloeden. Dit is al enkele malen onderzocht, met name bij eetgedrag. Onder andere Hofmann en Friese (2008) toonden aan dat het drinken van alcohol ertoe leidt dat de voorspellende waarde van impliciete maten op snoepconsumptie toenam, terwijl deze van de expliciete maat afnam. Wellicht was het toevoegen van een cognitieve loadtaak niet de geschikte manipulatie om een effect te vinden.

Om in dit onderzoek na te gaan of de cognitieve loadtaak het gewenste effect had op de cognitieve capaciteiten van deelnemers hebben de deelnemers ofwel met ofwel zonder load de flankertaak uitgevoerd. Alhoewel de deelnemers in de cognitieve loadgroep op deze taak wel stukken langzamer waren dan deelnemers in de controlegroep, was er geen significant verschil tussen beide groepen op het flankereffect. Deze maat geeft aan in hoeverre er sprake is van een interferentie van selectieve aandacht. Het feit dat deze maat niet verschilt tussen beide condities, maar enkel de snelheid op de flankertaak, zou kunnen betekenen dat onze manipulatie niet sterk genoeg is geweest om effectief het reflectieve systeem buitenspel te zetten tijdens de BAT. Niettemin is de gebruikte cognitieve loadtaak exact dezelfde als de taak die gebruikt is in een ander onderzoek naar het Reflective Impulsive Model bij voedselkeuze (Friese et al., 2008). In die studie werd aangetoond dat door het toevoegen van deze cognitieve loadtaak de keuzes die mensen maakten ten aanzien van eten beter voorspeld werden door een impliciete maat en minder door een expliciete maat. Misschien is een dergelijke manipulatie niet effectief wanneer mensen een spin zien. De dreiging die uitgaat van een spin zou zo hevig kunnen zijn dat een extra loadtaak weinig effect heeft. Het zou interessant zijn om te kijken of een cognitieve loadtaak wel effect heeft bij een ander type angst. Gekeken zou kunnen worden wat voor effect het verminderen van de cognitieve capaciteit heeft op de voorspelling van verschillende maten bij sociale angst.

Los van het feit of de manipulatie geslaagd is of niet, blijft het een opmerkelijke bevinding dat de impliciete maat (IAT) voorspellend is gebleken in beide condities. Dit suggereert namelijk dat het getoond gedrag tijdens de BAT in grote mate gestuurd wordt door het impliciete systeem. Dit zou verklaard kunnen worden door de preparedness theory van Seligman (1970). Hij stelt in die theorie dat mensen bij groot gevaar, instinctief in staat van paraatheid worden gebracht en dat de gedragrespons ‘niet gemedieerd wordt door cognitieve activiteit’ (p. 416). Dit zou betekenen dat op het moment dat mensen in contact komen met spinnen, er zo een dreiging van uitgaat dat deze situatie mensen instinctief in een staat van paraatheid brengt. Het gedrag dat volgt, is dan gestuurd door automatische processen. Het feit

(28)

dat de gedragsrespons niet gemedieerd wordt door cognitieve activiteit zou eveneens een verklaring kunnen zijn waarom de manipulatie geen effect heeft gehad.

Alhoewel dit als een plausibele verklaring klinkt, verklaart dit echter niet waarom de expliciete maat ook een voorspellende waarde heeft. Als de gedragsrespons daadwerkelijk zo impulsief is als de theorie van Seligman stelt, dan zou er geen reflectief proces aan ten grondslag liggen. In voorgaande studies (Huijding & de Jong, 2006; Van Bockstaele et al., 2011a) is juist gebleken dat niet de impliciete maat, maar enkel de expliciete maat voorspellend is voor het toenaderingsgedrag voor spinnen.

Bovendien lijkt een vermijdingsgedragtaak zich goed te lenen voor reflectieve processen. Deelnemers kregen enkele minuten voordat de gedragstaak daadwerkelijk begon te horen dat ze een spin zouden moeten benaderen. Dit kan de deelnemers genoeg tijd hebben gegeven zichzelf al gerust te stellen, zich zorgen te maken, of copingstrategieën te bedenken. Het feit dat het om een laboratoriumsetting gaat, kan er voor zorgen dat mensen minder bang zijn. Het voorbeeld aan het begin van de man die rustig tv zat te kijken is een totaal andere situatie dan in deze studie. Die man ziet plotseling een spin en heeft daarom veel korter de tijd om na te denken hoe hij moet handelen. Daarentegen lijkt het benaderen van de spin in het laboratorium een weloverwogen beslissing, waar de deelnemer zichzelf op rationele wijze heeft gerust gesteld of net grenzen heeft afgebakend die hij of zij niet zal overschrijden. Derhalve is het niet geheel verwonderlijk dat de expliciete maat ook een duidelijke voorspellende waarde blijkt te hebben in deze studie en voorgaande studies. Hiermee lijkt het toch enigszins onwaarschijnlijk dat het feit dat de impliciete maat voorspellend is in beide condities te danken is aan het feit dat het gedrag zo impulsief is. Meer onderzoek is nodig om hier een eenduidig antwoord op te kunnen geven.

Opvallend aan de resultaten is het feit dat enkel de IAT een voorspellende waarde heeft, maar de overige twee impliciete maten geenszins. In alle regressieanalyses blijken de aandachtsbias scores en de disengagement scores vrijwel niets toe te voegen aan het model. Dit zou verklaard kunnen worden door de mate van betrouwbaarheid van beide taken. Zoals bleek uit de betrouwbaarheidsanalyse in deze studie was deze zeer laag. Bovendien is het zeer opmerkelijk dat beide maten onderling nauwelijks met elkaar correleren. Zoals beschreven, is de aandachtsbias score opgebouwd uit twee processen (Koster, Crombez, Verschuere & De Houwer, 2004). Enerzijds is er sprake van snel reageren op congruente trials (fast

engagement). Anderzijds is er sprake van langzaam reageren op incongruente trials (slow disengagement). In de disengagement taak wordt enkel naar het tweede proces gekeken.

(29)

groot deel hetzelfde meten. Het feit dat beide maten nauwelijks correleren, trekt de betrouwbaarheid van deze maten sterk in twijfel. Uit voorgaand onderzoek is eveneens vastgesteld dat de dot-probe taak niet betrouwbaar is. (Schmukle, 2005). Zowel de interne consistentie als de test-hertest betrouwbaarheid bleken laag te zijn. Dit betekent dat gevonden resultaten zeer inconsistent kunnen zijn. Deze inconsistentie kan verklaren waarom deze taak en ook de disengagement taak nauwelijks een voorspellende waarde hadden in het onderhavige onderzoek.

De huidige studie heeft ook een aantal beperkingen. Een eerste beperking is dat er geen levende spin werd gebruikt in het onderzoek. Deze spin bewoog dus niet. Het feit dat de spin niet bewoog zette de deelnemers niet aan om te anticiperen op bewegingen. Juist deze anticipatie zou een goede afspiegeling kunnen zijn van de wijze waarop mensen tot hun gedrag komen. Indien de spin om de zoveel tijd zou bewegen, zou dit kunnen aantonen of mensen in dit soort situaties ook impulsief of weloverwogen reageren. Naast het aspect van gebrek aan veranderende situaties met een dode spin, zorgt dit ook voor een afname aan geloofwaardigheid. Deelnemers waren hoofdzakelijk psychologiestudenten en personen die geregeld meededen aan psychologisch onderzoek. Hierdoor zouden ze wat sceptischer kunnen zijn over de vraag of de spin al dan niet levend was. Sommige deelnemers gaven achteraf aan niet te geloven dat de spin levend was. Het feit dat deelnemers dachten de spin niet levend is, kan ervoor gezorgd hebben dat ze niet bang waren. Dit zou geen goede afspiegeling zijn van de mate van spinnenangst, zoals gemeten met de taken daarvoor.

De reden waarom er gekozen is voor een dode spin is voornamelijk een praktische alsmede een methodologische reden. Indien het zou gaan om een levende vogelspin zou dit betekenen dat de proefleider getraind zou moeten zijn in het omgaan met spinnen. Bovendien komt er dan een extra risico bij kijken, aangezien de spin giftig is. Ook zou het dier per deelnemer zeer verschillend kunnen reageren. De spin zou bij sommige deelnemers bijvoorbeeld naar de deelnemer toe kunnen lopen, terwijl bij andere deelnemers de spin blijft zitten. Om de meting zo gestandaardiseerd mogelijk te houden leek het daarom beter gebruik te maken van een dode spin die zeer goed lijkt op een levende versie.

Een andere beperking van het onderzoek, zoals hierboven reeds vermeld, is het feit dat er enige tijd zat tussen het moment dat deelnemers te lezen kregen dat ze een spin zouden moeten benaderen en het daadwerkelijke moment dat ze de spin gingen benaderen. In deze tussentijd konden ze zichzelf geruststellen, zorgen maken of het benaderen rationaliseren. Hierdoor kan het zijn dat de angst is afgenomen en bovendien kan het zijn dat deelnemers meer gebruik hebben gemaakt van reflectieve systemen dan meer impulsieve systemen. Het

(30)

zou daarom beter zijn om te trachten deelnemers direct bloot te stellen aan een spin, waardoor de angst blijft bestaan en geen of minder tijd is om er echt over na te denken.

Op basis van de bevindingen in deze studie is er een aantal suggesties voor vervolgonderzoek te bedenken. Meeste suggesties zijn reeds vermeld. Een onderzoek waar wordt gekeken naar een ander type angst zou zeer interessant zijn. Wellicht zouden verwachtingen wel uitkomen wanneer gebruik wordt gemaakt van een meer subjectieve angst, zoals bijvoorbeeld sociale angst. Deze angst is eveneens makkelijk na te bootsen in een laboratorium, bijvoorbeeld door mensen de opdracht te geven dat ze een presentatie moeten geven voor een groep mensen. Indien er in de toekomst wel onderzoek gedaan wordt naar spinnenangst zou het advies zijn ervoor te zorgen dat de spin kan bewegen. Een levende spin brengt wellicht wat problemen met zich mee, maar als het door kleine schokjes mogelijk zou zijn om de spin kleine stapjes te laten zetten zou dit het idee kunnen wekken dat de spin levend is.

Een andere suggestie voor vervolgonderzoek zou zijn gebruik te maken van een ander type manipulatie. In het huidige onderzoek lijkt de manipulatie niet goed genoeg te hebben gewerkt. Een mogelijke andere vorm om het reflectieve systeem lam te manipuleren zou kunnen zijn door deelnemers alcohol te laten drinken. In het onderzoek van Hofmann en Friese (2008) is dit een effectieve manipulatie gebleken. Een tekortkoming van dat type manipulatie is dat men wellicht meer de mate van intoxicatie van mensen aan het meten is en ervaren mensen door middel van de intoxicatie de angst minder goed. Een laatste advies zou zijn om personen nog korter tevoren te vertellen dat ze een spin moeten benaderen zodat ze nog minder tijd hebben na te denken, zichzelf gerust te stellen en het naderen van een spin te rationaliseren.

Samengevat kan op basis van de resultaten die gevonden zijn in deze studie niet gesteld worden dat een cognitieve loadtaak leidt tot impulsiever gedrag. Een interessante bevinding is het feit dat de impliciete maten in beide groepen voorspellend bleken te zijn. Vervolgonderzoek zou moeten uitwijzen of dit resultaat gerepliceerd zou kunnen worden of niet. Bovendien is een aantal duidelijke suggesties gedaan voor in de toekomst, om na te gaan of bepaalde aspecten van het model van Strack en Deutsch (2004) ook van toepassing zijn bij pathologisch gedrag. Het idee om te kijken naar zowel bewuste als onbewuste processen bij psychopathologie wordt door deze studie alleen maar gesterkt, om zo een breder en een vollediger beeld te krijgen van de onderliggende processen van angst.

(31)

Referenties

Aiken, L. S., & West, S. G. (1991). Multiple regression: Testing and interpreting

interactions. Newbury Park, CA: Sage.

American Psychiatric Association (2000). Quick reference to the diagnostic criteria from the

diagnostic and statistical manual of mental disorders (4e editie tekstrevisie).

Washington DC: Author.

Bar-Haim, Y., Lamy, D., Pergamin, L., Bakermans-Kranenburg, M. J., & IJzendoorn, M. H. (2007). Threat-related attentional bias in anxious and nonanxious individuals: A meta-analytic study. Psychological Bulletin, 133, 1-24. doi:10.1037/0033-2909.133.1.1 Baddeley, A. (1990). Human memory. Theory and practice. Hove: Erlbaum.

Beck, A. T. (1976). Cognitive therapy and the emotional disorders. New York: International Universities Press.

De Houwer, J. (2006). What are implicit measures and why are we using them? In R.W. Wiers & A.W. Stacy (Eds.), The handbook of implicit cognition and addiction (p. 11– 28). Thousand Oaks, CA: Sage.

De Houwer, J., & De Bruycker, E. (2007). The implicit association test outperforms the extrinsic afective Simon task as an implicit measure of inter-individual differences in attitude. British Journal of Social Psychology, 46, 401-421.

doi: 10.1348/014466606X130346

Egloff, B., & Schmukle, S. C. (2002). Predictive validity of an implicit association test for assessing anxiety. Journal of Personality and Social Psychology, 83, 1441-1455. doi: 10.1037//0022-3514.83.6.1441

Eysenck, M. W. (1992). Anxiety: The cognitive perspective. Erlbaum: Hove.

Eriksen, B. A., & Eriksen, C. W. (1974). Effects of noise letters upon the identification of a target letter in a nonsearch task. Perception & Psychophysics, 16, 143-149. doi: 10.3758/BF03203267

Fazio, R. H., & Towels-Schwen, T. (1999). The MODE model of attitude-behavior processes. In S. Chaiken & Y. Trope (Eds.), Dual-process theories in social psychology (p. 97-116). New York: Guilford.

Friese, M., Hofmann, W., & Wänke, M. (2008). When impulses take over: Moderated predictive validity of implicit and explicit attitude measures in predicting food choice and consumption behaviour. British Journal of Social Psychology, 47, 397-419. doi: 10.1348/014466607X241540