1
Check check dubbel check
Het effect van herhaaldelijk checken op OCS gerelateerde cognities en
obsessies omtrent gevaar.
Sterre ten Cate
Universiteit van Amsterdam Datum: 27 mei 2016
Studentnummer: 10559655 Begeleider: Karin Giele Aantal woorden: 7070
2
Het effect van herhaaldelijk checken op OCS gerelateerde cognities en obsessies omtrent gevaar.
Abstract
In dit onderzoek werd er gekeken naar het effect van herhaaldelijk checken op OCS gerelateerde cognities en obsessies omtrent gevaar. Aan dit onderzoek deden 48 gezonde studenten mee. Zij werden random ingedeeld in een experimentele of controleconditie. Deelnemers in de experimentele conditie checkten gedurende 1 week 4 items in huis iedere keer dat zij ermee in aanraking kwamen 5 keer achter elkaar. De controleconditie had geen speciale taak in deze week. Voorafgaand, aansluitend en 1 week na de manipulatie werden cognities en obsessies omtrent gevaar gemeten. Uit het onderzoek kon niet geconcludeerd worden dat herhaaldelijk checken een effect heeft op OCS gerelateerde cognities en obsessies omtrent gevaar.
De Obsessieve-compulsieve stoornis (OCS) is een ernstige psychologische stoornis. OCS wordt gekarakteriseerd door het hebben van obsessies of compulsies, maar in de meeste gevallen komen beiden voor (Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 5th ed.; American Psychiatric Association, 2013). Obsessies zijn opdringende, aanhoudende en repetitieve gedachtes, beelden of neigingen. Personen met deze ongewenste obsessies proberen deze te negeren, onderdrukken of te neutraliseren door middel van gedragingen of gedachtes (DSM-5, 2013). Voorbeelden van obsessies zijn het hebben van ongewilde gedachtes over het pijnigen van geliefden of morele en seksuele taboes, angst voor besmetting, of persisterende zorgen over gevaren rondom huis en bijvoorbeeld het op slot hebben gedaan van de deur (Abramowitz, Tayler, & McKay, 2009). Compulsies zijn repetitieve gedragingen of mentale acties waarbij iemand zich genoodzaakt voelt deze uit te
3
voeren als reactie op een obsessie of vanwege zelf opgestelde strikte regels. Compulsies worden uitgevoerd om de angst van de obsessies te verminderen of om gevaar te voorkomen (DSM-5, 2013). Voorbeelden van compulsies kunnen tellen, bidden, handen wassen en het ordenen of checken van dingen zijn. Vaak vallen de compulsies van mensen uit één of enkele bepaalde thema’s, zoals besmetting of veiligheid (McKay et al., 2004). Deze compulsies worden herhaaldelijk en repetitief uitgevoerd en kunnen veel tijd in beslag nemen (Abramowitz et al., 2009).
OCS ontstaat meestal in de late adolescentie en heeft een levensprevalentie van 2-3 procent in de algemene bevolking (Kesseler et al., 2005). Het leidt tot een verlaagde kwaliteit van leven en tot een ernstige verslechtering van sociaal en beroepsmatig functioneren. Dit wordt vaker gerapporteerd bij mensen met OCS dan bij mensen met angst- of
stemmingsstoornissen (Abramowitz et al., 2009). Dit komt doordat mensen door de
compulsies hun werk minder goed kunnen uitvoeren en situaties gaan vermijden, wat naast een verslechtering in sociaal en beroepsmatig functioneren, kan zorgen voor
gezondheidsproblemen of problemen in de ontwikkeling door het missen van essentiële leermomenten (Abramowitz et al., 2009).
Veiligheidsgedrag is gedrag dat wordt toegepast om de ernst en het risico van een gevreesd gevaar te voorkomen, te verkleinen of er aan te ontsnappen (Helbig‐Lang, & Petermann, 2010). Het waarnemen van zo een gevaar leidt op automatische wijze tot veiligheidsgedrag (Salkovskis, 1991). Dit gedrag komt veel voor bij mensen met
angststoornissen en OCS. Mensen met een sociale fobie vermijden bijvoorbeeld oogcontact om afwijzing te voorkomen, terwijl mensen met een paniekstoornis er alles aan doen om een verhoging van lichamelijke sensaties te 'te voorkomen door medicatiegebruik of aanpassingen in leef- en eetgedrag (Goetz, Davine, Siwiec, & Lee, 2015). Bij 75% van de mensen met OCS bestaan de compulsies uit veiligheidsgedrag (McKay et al., 2004). Deze compulsies zijn
4
bijvoorbeeld herhaaldelijk en repetitief schoonmaken, handen wassen of het checken van het gasfornuis, lichtknopjes en stopcontacten (Van Uijen, & Toffolo, 2015). Ook al lijkt
veiligheidsgedrag zinvol, uit een review van verschillende onderzoeken blijkt juist dat veiligheidsgedrag OCS gerelateerde cognities omtrent gevaar versterkt en angsten in stand houdt (Helbig-Lang, & Petermann, 2010).
Salkovskis (1991) verklaart dit effect aan de hand van het preventieve karakter van veiligheidsgedrag. Als veiligheidsgedrag altijd wordt uitgevoerd voorafgaand aan gevaar, wordt het nooit duidelijk of de cognities omtrent gevaar terecht waren. Het niet optreden van het gevaar zal iemand altijd verklaren aan de hand van het uitvoeren van het
veiligheidsgedrag, terwijl er mogelijk helemaal geen gevaar was. Daarnaast draait het bij angststoornissen en OCS vaak om gevaren waarbij het niet duidelijk is wanneer het gevaar geweken is. Als iemand bijvoorbeeld bang is om dood te gaan, zal dit gevaar niet opeens ophouden (Salkovskis, 1991) en blijven de angsten en negatieve cognities over het gevaar in stand.
Rachman (2002) heeft een theorie ontwikkeld rondom een specifieke vorm van veiligheidsgedrag die veelvuldig voorkomt bij mensen met OCS (McKay et al., 2004); compulsief checken. Hij stelt dat compulsief checkgedrag optreedt wanneer mensen een verhoogd verantwoordelijkheidsgevoel hebben voor het voorkomen van gevaar en er niet zeker van zijn of het waargenomen gevaar adequaat verminderd of verwijderd is. Om er zeker van te zijn dat het gevaar niet zal voorkomen, checken deze mensen de veiligheid herhaaldelijk. Het onderzoek van Parrish en Radomsky (2006) ondersteund dit. Hieruit bleek dat mensen met een hoge mate van verantwoordelijkheidsgevoel inderdaad meer de behoefte hadden om veelvuldig te checken. En zoals Salkovskis (1991) al eerder beschreef, is het vaak onmogelijk om te weten of het waargenomen gevaar verdwenen is. De theorie stelt ook dat checkgedrag zichzelf in stand houdt. Checken zorgt dus voor meer checken. Dit komt door
5
vier elementen. 1. Paradoxale toename van verantwoordelijkheidsgevoel: checken zorgt voor een toename in het verantwoordelijkheidsgevoel, wat weer leidt tot checken. 2. Verminderd vertrouwen in geheugen. Checken zorgt er voor dat men minder vertrouwt in het geheugen en daardoor de behoefte krijgt om opnieuw te gaan checken. 3. De afwezigheid van een duidelijk eind van het gevaar. Door deze onduidelijkheid blijft iemand checken. 4. Toename van OCS gerelateerde cognities omtrent gevaar die mogelijk zelfs kunnen uitlopen in obsessies.
Onderzoeken die gedaan zijn naar deze elementen ondersteunen de theorie van Rachman (2002), echter is er nog geen onderzoek gedaan naar alle elementen. Zo is er nog niet onderzocht of checken zorgt voor een toename van verantwoordelijkheidsgevoel. Wel zijn er vele onderzoeken die hebben aangetoond dat checken inderdaad zorgt voor een verminderd vertrouwen in het geheugen (zie bijvoorbeeld Van den Hout, & Kindt, 2003; Radomsky, & Alcolado, 2010; Toffolo, van den Hout, Radomsky, & Engelhard, 2015). Het element betreffende geen duidelijk eind van het gevaar, is door Salkovskis (1991) beschreven als typisch voor de angsten en obsessies bij mensen met OCS. Uit onderzoek van Engelhard, Van Uijen, Van Seters en Velu (2015) bleek dat als de mogelijkheid bestaat om
veiligheidsgedrag uit te voeren, negatieve cognities omtrent gevaar versterken en de situatie als gevaarlijker wordt ervaren. De studie onderzocht of, als veiligheidsgedrag werd uitgevoerd gericht op een veilige stimulus, het waargenomen gevaar betreffende die stimulus zou
toenemen als de stimulus vervolgens werd aangeboden zonder mogelijkheid tot het uitvoeren van veiligheidsgedrag. In het onderzoek kregen de deelnemers verschillende letters te zien, A, B of C. Als deelnemers de letter A of B zagen kregen zij vervolgens een schok toegediend. Bij de letter C kregen zij nooit een schok. In een volgende fase kregen de deelnemers de mogelijkheid om op een knop te drukken als ze de letters A of B te zien kregen en hierdoor werd de schok niet toegediend. Dit was dus een vorm van veiligheidsgedrag. Vervolgens kregen de deelnemers in de experimentele conditie ook de knop te zien als de letter C in beeld
6
kwam en konden zij die indrukken, de controleconditie kreeg deze knop niet. In de laatste fase van het experiment kreeg niemand meer de knop te zien bij de letter C. Vervolgens scoorden de deelnemers de kans dat zij een schok zouden krijgen bij de letter C. Deze kans bleek voor de deelnemers in de experimentele conditie veel groter dan voor de deelnemers in de
controleconditie. Het kunnen uitvoeren van veiligheidsgedrag versterkte dus negatieve cognities omtrent gevaar door het vergroten van de inschatting van gevaar. Aan de hand van dit onderzoek is dus te verwachten dat herhaaldelijk checken, een vorm van
veiligheidsgedrag, ook zorgt voor een verergering van OCS gerelateerde cognities omtrent gevaar.
Deacon en Maack (2008) haalden het onderzoek naar het effect van veiligheidsgedrag op negatieve cognities omtrent gevaar uit het lab en plaatsten het in een natuurlijke omgeving. Zij bewezen dat het uitvoeren van besmetting gerelateerd veiligheidsgedrag (bijvoorbeeld handen wassen voor het eten of het vermijden van contact met deurklinken) OCS gerelateerde cognities omtrent gevaar versterken. In dit onderzoek hielden gezonde studenten voor drie weken een checklist bij over hun besmetting gerelateerde veiligheidsgedrag. De eerste week was de baseline fase. Hierin moesten deelnemers hun gewone gedrag bijhouden. De tweede week was de experimentele fase waarbij deelnemers zo veel mogelijk veiligheidsgedrag moesten toepassen. In de derde week keerden de deelnemers weer terug naar de baseline fase en moesten zij hun normale gedrag oppakken. Deelnemers lieten op de nameting een toename zien van OCS gerelateerde cognities omtrent besmettingsgevaar, ten opzichte van de score na de eerste baseline periode. Deelnemers lieten op de follow-upmeting, na de tweede
baselineperiode, een afname zien van de cognities, maar scoorden alsnog significant hoger dan na de eerste baselineperiode. Uit dit onderzoek bleek dat veiligheidsgedrag een negatieve invloed heeft op OCS gerelateerde cognities omtrent gevaar, wat, bij het oppakken van ‘normaal’ gedrag, weer afneemt maar niet terug komt op het begin niveau
7
In navolging van Deacon en Maack (2008) onderzochten Olantuji, Etzel, Tomarken, Ciesielski en Deacon, (2011) het effect van gezondheid gerelateerd veiligheidsgedrag op gezondheidsangst bij gezonde studenten. Dit veiligheidsgedrag bestond naast besmetting gerelateerd gedrag ook uit ander gezondheid gerelateerd veiligheidsgedrag zoals bijvoorbeeld het opmeten van lichaamstemperatuur en het innemen van multivitaminen. Dit onderzoek had dezelfde opzet als dat van Deacon en Maack (2008), alleen was er dit keer een
controleconditie toegevoegd. De controleconditie monitorde in iedere fase van het onderzoek hun veiligheidsgedrag. In vergelijking met de controleconditie lieten de deelnemers van de experimentele conditie op de nameting een toename zien van gezondheidsangst,
hypochondrische cognities en overtuigingen, besmettingsangst en vermijding op een gezondheidsgedrag taak. Ook bij de follow-upmeting scoorden de deelnemers in de
experimentele conditie hoger op deze punten dan de controleconditie, echter was dit minder hoog dan bij de nameting. Hieruit kan geconcludeerd worden dat veiligheidsgedrag niet alleen een negatief effect heeft op OCS gerelateerde cognities omtrent besmettingsgevaar, maar ook op cognities omtrent andere gevaren.
Van Uijen en Toffolo (2015) hebben een soortgelijk experiment uitgevoerd, waarbij het effect van checken op OCS gerelateerde cognities en obsessies omtrent gevaar werd gemeten bij gezonden studenten. Zij maakten gebruik van een experimentele conditie, een monitorconditie en een controleconditie (n = 90). Deelnemers in de experimentele conditie moesten voor één week 59 items dagelijks één keer vaker checken dan zij normaalgesproken deden. Deelnemers in de monitorconditie monitorden hun checkgedrag een week lang en deelnemers in de controleconditie vulden alleen de voor- en nameting in en hadden tijdens de manipulatie geen speciale opdracht. Zoals verwacht door Van Uijen en Toffolo namen OCS gerelateerde cognities toe tussen de voor- en na meting voor de experimentele conditie, maar niet voor de monitor- en controleconditie. Cognities over de ernst van het gevaar nam toe in
8
de experimentele conditie van voor- naar nameting, maar niet voor de controle en monitor conditie. Cognities over het belang van checken verminderde in de monitorconditie van voor- naar nameting, maar niet voor de experimentele of controleconditie. Onverwacht was er geen effect gevonden op cognities over de kans op gevaar en op obsessieve overtuigingen.
Mogelijk waren deze effecten niet gevonden doordat het checkgedrag van de experimentele conditie niet genoeg overeen kwam met de checkcompulsies die mensen met OCS laten zien. Zoals eerder beschreven is een van de karakteristieken van deze compulsies dat ze repetitief zijn (DSM-5, 2013). Mogelijk was het meer ecologisch valide geweest om de effecten van repetitief checken te testen in plaats van de effecten van het checken van vele zaken een enkele keer. Dit werd in het huidige onderzoek ondervangen. Deelnemers kregen de opdracht vier onderwerpen vijf keer achter elkaar te checken, iedere keer dat ze met het onderwerp in aanraking kwamen, om zo de manipulatie meer overeen te laten komen met de
checkcompulsies van mensen met OCS. Ook werd in dit onderzoek naast een voor- en nameting een follow-upmeting afgenomen één week na de nameting. Dit was niet gedaan in het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) in tegenstelling tot de onderzoeken van Deacon en Maack (2008) en Olantuji et al. (2011), waardoor het niet duidelijk werd of de effecten van het checkgedrag langer stand houden.
In dit onderzoek werd gebruik gemaakt van twee condities. Er is voor gekozen om naast de experimentele conditie alleen gebruik te maken van een controleconditie, omdat uit het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) niet bleek dat het gebruik van een
monitorconditie meerwaarde had. Het bleek zelfs dat de monitorconditie een onverwacht negatief effect had op cognities over het belang van checken. Vanwege de onduidelijke effecten van het monitoren werd besloten deze conditie uit te sluiten in dit onderzoek.
In dit onderzoek werd verwacht dat checken OCS gerelateerde cognities en obsessies omtrent gevaar versterkt. Verwacht werd dat er een toename zal zijn van cognities over het
9
belang van checken en de ernst en waarschijnlijkheid van gevaar, waarbij de toename het grootst is in de week waarin het checkgedrag werd uitgevoerd en in de week waarin geen checkgedrag werd uitgevoerd, de toename weer af nam, maar niet zo sterk dat het weer op het begin niveau kwam. Ook werd dit verwacht voor obsessieve overtuigingen. Dit patroon werd verwacht aangezien de resultaten van Deacon en Maack (2008) en Olantunji et al. (2011) een zelfde patroon lieten zien. Ook werd verwacht dat de manipulatie geen invloed zou hebben op algemene angst. Dit was ook het geval bij de onderzoeken van Deacon en Maack (2008), Olantunji et al. (2011) en Van Uijen en Toffolo (2015).
Methode
Deelnemers
48 psychologie studenten van de Universiteit van Amsterdam deden mee aan dit onderzoek. De steekproef bestond uit 42 vrouwen en zes mannen met een leeftijd tussen de 18 en 27 jaar oud (M = 20,22, SD = 2,06). Het hebben van een mentale stoornis, nu of in het verleden, of het gebruiken van psychiatrische medicatie, gold als exclusiecriterium. Ook werden studenten uitgesloten van deelname bij een score van 21 of hoger op de OCI-R. De deelnemers werden random toegewezen aan de experimentele en controleconditie.
Deelnemers kregen 2,25 proefpersoon punten voor deelname aan dit onderzoek als zij in de controleconditie werden ingedeeld en 3.25 proefpersoon punten als zij in de experimentele conditie werden ingedeeld.
Materialen
Obsessive-Compulsive Inventory-Revised (OCI-R). De Nederlandse versie
10
OCI-R (Foa et al., 2002) De vragenlijst bestaat uit 18 vragen aangaande OCS
karakteristieken, gemeten met een vijfpunts Likertschaal (van 0 tot 4), waarbij 0 staat voor helemaal niet en 4 voor extreem. Een voorbeeld vraag is: “Ik controleer dingen vaker dan nodig is.”. De score op de OCI-R werd berekend door de scores van alle vragen bij elkaar op te tellen. Het scorebereik loopt van 0 tot 72. De OCI-R heeft een goede convergente validiteit (r = 0,75 met de Padua Inventory—Washington State University Revision) en test hertest betrouwbaarheid (r = 0,70) voor afname bij studenten (Hajack, Huppert, Simons, & Foa, 2004). De interne consistentie was ook erg goed (α’ = ,83) bij Van Uijen en Toffolo, (2015).
Checking Cognitions Scale (CCS). In het huidige onderzoek is een aangepaste versie
van de CCS van Uijen en Toffolo (2015) gebruikt. De oorspronkelijke vragenlijst bestond uit 21 items. In de huidige vragenlijst zijn de items over ramen, elektrische apparaten en over schoonmaakmiddelen en chemische stoffen verwijderd. Ook zijn de items specifieker gemaakt zodat deze geheel overeenkomen met de onderwerpen die worden gecheckt door deelnemers in de experimentele conditie. Zo wordt er bijvoorbeeld niet gesproken over
koelkast of vriezer, maar alleen over de koelkast. Deze vragenlijst werd gebruikt om het effect van checkgedrag te meten op OCS gerelateerde cognities over het belang van checken, de waargenomen waarschijnlijkheid van gevaar en de ingeschatte ernst van gevaar rondom het huis. De vragenlijst bestaat uit 12 vragen over vier onderwerpen: het fornuis, de koelkast, de voordeur en de lampen. Voor ieder onderwerp scoorden de deelnemers op een visueel analoge schaal (VAS), die van 0 tot 100 liep, het belang van checken, de kans dat een gevaarlijke situatie ontstaat en de ernst van de mogelijke gevolgen van het niet checken. Voorbeelden: “Checken of het fornuis uit staat voordat ik van huis vertrek of ga slapen vind ik” gescoord van helemaal niet belangrijk tot heel erg belangrijk, “Hoe waarschijnlijk is het dat er een gevaarlijke situatie ontstaat als je bij vertrek van huis of voordat je gaat slapen niet checkt of
11
het fornuis uit staat?” gescoord van zeer onwaarschijnlijk tot zeer waarschijnlijk en “Hoe ernstig zijn de mogelijke gevolgen als je bij vertrek van huis of voordat je gaat slapen niet checkt of het fornuis uit staat?” gescoord van helemaal niet ernstig tot zeer ernstig. De totale CCS score werd berekend door de gemiddelde score te nemen van de 12 vragen. De minimum score op de CCS was daarom 0 en de maximumscore was 100, waarbij 0 staat voor zeer lage gevaarinschatting en 100 staat voor zeer hoge gevaarinschatting. Ook zijn de scores van de subschalen berekend door de gemiddelde score te nemen van de vier onderwerpen per
subschaal. De vragenlijst van Van Uijen en Toffolo (2015) had een goede interne consistentie op de voor- en nameting (α’s = .89 en .93) en een hoge test hertest betrouwbaarheid(r = .87). Ook de subschalen hadden een goede interne consistentie (belang van checken α’s = .78, kans op gevaar α’s = .88 en de ernst van gevaar α’s = .86).
Obsessive Beliefs Questionnaire-44 (OBQ-44) Responsibility and Threat Estimation
(RT) Scale. De Nederlandse versie van de RT subschaal van de OBQ-44 (Obsessive
Compulsive Cognitions Working Group, 2005) is gebruikt om de opvattingen van deelnemers over het voorkomen van schade, de gevolgen van niet ingrijpen en de verantwoordelijkheid voor erge gebeurtenissen te meten. De vragenlijst bestaat uit 16 items. Elk item wordt gescoord op een zevenpunts Likertschaal, waarbij 1 staat voor ‘helemaal mee oneens’ en 7 staat voor ‘helemaal mee eens’. Een voorbeeld vraag is: “Ik denk vaak dat dingen om me heen onveilig zijn.”. De score werd berekend door de scores van alle vragen bij elkaar op te tellen. Het scorebereik loopt van 16 tot 112, waarbij 16 staat voor geen obsessieve opvattingen en 112 staat voor sterke obsessieve opvattingen. De interne consistentie is goed voor de originele versie (α ,93) (Obsessive Compulsive Cognitions Working Group, 2005) als ook voor de Nederlandse versie (α’s = ,84 en ,90) (Van Uijen, & Toffolo, 2015).
12
Beck Anxiety Inventory (BAI). De BAI (Beck, Epstein, Brown, & Steer, 1988) werd afgenomen om te onderzoeken of de angst generaliseerd. Het is een vragenlijst van 21 items, waarbij bij ieder item aangegeven dient te worden in welke mate de persoon er de afgelopen week last van heeft gehad. Elk item wordt gescoord op een vierpunts Likertschaal waarbij 1 staat voor totaal niet en 4 staat voor heel erg. Een voorbeeld item is: “Trillerige benen”. De score wordt berekend door de scores van de afzonderlijke items bij elkaar op te tellen. Het scorebereik loopt van 21 tot 84, waarbij 21 staat voor geen angstsymptomen en 84 staat voor zeer sterke angstsymptomen. De interne consistentie was goed van de originele versie (α’s = ,90 en ,91) (Creamer, Foran, & Bell, 1995) en van de Nederlandse versie (α’s = ,83 en ,88) (Van Uijen, & Toffolo, 2015).
Checklist. Een aangepaste versie van de checklist die ontwikkeld is door Van Uijen en Toffolo (2015), werd gebruikt om verschillen op de voormeting in checkgedrag te meten, als manipulatiecheck en als exclusiecriterium. De checklist bestaat uit zes situaties waarin
mensen mogelijk checkgedrag uitvoeren. Elke categorie bestaat uit meerdere onderwerpen die iemand in die situatie zou kunnen checken, met een totaal van 59 onderwerpen. Een
voorbeeld vraag is: “Heb je voordat je bent gaan slapen gecheckt of het fornuis uit stond”. Er worden drie antwoordopties gegeven, “ja”, “nee” en “NVT”. Bij “ja” krijgt de deelnemers de vraag hoe vaak hij achter elkaar het checkgedrag heeft uitgevoerd met de antwoordopties “1 keer”, “2 keer”, “3 keer”, “4 keer”, of “5 keer of vaker”. Bij “nee” of “NVT” wordt de deelnemer meteen doorgestuurd naar de volgende vraag. Het percentage “ja” responses van het totaal aantal onderwerpen dat gecheckt had kunnen worden werd berekend. De test hertest betrouwbaarheid is erg goed (r = .85) (Van Uijen, & Toffolo, 2015).
13
Korte Checklist. Deze checklist is ontwikkeld als manipulatiecheck. Op deze vragenlijst wordt aangegeven hoe vaak iemand in de gelegenheid was om de voordeur, een lamp, de koelkast en het gasfornuis te checken, hoe vaak hij daadwerkelijk heeft gecheckt en hoe vaak hij per keer achter elkaar heeft gecheckt. Een voorbeeld: “Hoe vaak ben je in de afgelopen 24 uur in de gelegenheid geweest om te controleren of de voordeur op slot zat?” hier dient de deelnemer een getal in te vullen. Dan krijgt hij de volgende vraag: “Zou je voor elke keer dat je daadwerkelijk hebt gecheckt of de voordeur op slot is, willen aangeven hoe vaak je dit achter elkaar hebt gedaan?”. Vervolgens dient hij op een VAS aan te geven hoe vaak hij achter elkaar gecheckt heeft per keer dat hij die dag heeft gecheckt.
Sociaal wenselijkheidsschaal. Er is een sociaalwenselijkheidschaal opgenomen. Deelnemers gaven op een VAS schaal van 0 tot 100 aan in hoeverre ze de vragenlijsten eerlijk ingevuld hadden. Het scorebereik liep van 0 tot 100, waarbij 0 stond voor helemaal niet eerlijk ingevuld en 100 stond voor helemaal eerlijk ingevuld.
Qualtrics. De vragenlijsten zijn afgenomen met gebruikt van Qualtrics software, versie maart 2016. Dit is een programma voor het bouwen en afnemen van vragenlijsten (http://www.qualtrics.com).
Procedure
Na goedkeuring van de Ethische Commissie van de Universiteit van Amsterdam ging het onderzoek van start. Studenten melden zich online aan voor het onderzoek. Vervolgens kregen zij per mail de link van de OCI-R opgestuurd en konden zij deze thuis invullen. Bij een score van 15 of lager werd er een afspraak met hen gemaakt voor de voormeting in het lab. Bij een score van 16 of hoger werden zij uitgesloten van verdere deelname. Op volgorde
14
van afspraak werden de deelnemers om en om verdeeld over de experimentele of
controleconditie. De afspraak in het lab duurde ongeveer 45 minuten. Daar kregen zij een korte uitleg over het onderzoek, een informatiebrief en de informed consent. Vervolgens vulden de deelnemers de CCS, de OBQ-44 RT, de BAI en de Checklist in op de computer. Deelnemers in de experimentele conditie vulden ook de Korte Checklist in. Daarna legt de onderzoeker de verdere gang van zaken van het onderzoek uit. Aan de deelnemers uit de controleconditie werd verteld dat zij na één week en na twee weken nogmaals de vragenlijsten moesten invullen thuis op hun computer. Aan de deelnemers uit de experimentele conditie werd verteld dat zij gedurende één week de voordeur, één lamp, de koelkast, en het fornuis vijf keer moesten checken iedere keer dat zij daarmee in aanraking kwamen, bijvoorbeeld als zij de deur uitgingen of het fornuis gebruikten. Ook werd uitgelegd dat zij dagelijks de Korte Checklist moesten invullen over hun checkgedrag van die dag. Deze checklist werd iedere dag om 16 uur naar de deelnemers gemaild en zij hadden dan tot 4.00 in de nacht de tijd om de vragenlijst in te vullen. Het invullen kostten de deelnemers ca. 5 minuten. Ook werd aangegeven dat zij na een week en na twee weken nogmaals de vragenlijsten van de
voormeting moesten invullen thuis op de computer en dat zij daar 24 uur de tijd voor hadden. Vervolgens gingen de deelnemers naar huis en voerden zij de instructies uit. Na één week en na twee weken kregen de deelnemers om 16.00 een link gemaild waarmee zij de CCS, de OBQ-44 RT, de BAI en de Checklist konden invullen. Het invullen van de nameting en follow-upmeting duurde ca. 30 minuten. Na het invullen van de follow-upmeting kregen de deelnemers proefpersoon punten toegekend als beloning, 2.25 punten voor deelnemers in de controleconditie en 3.25 punten voor deelnemers in de experimentele conditie. Ook werd er digitaal een debriefing verstuurd en de mogelijkheid gegeven voor deelnemers om de onderzoeksresultaten op te vragen.
15
Design en Data-Analyse
Bij dit onderzoek is gebruik gemaakt van een 3x2 design, met Meetmoment x Conditie, waarbij meetmoment bestaat uit drie niveaus: voormeting, nameting en follow-upmeting en conditie bestaat uit twee niveaus: experimenteel en controle.
Als standaardisatiecheck zal gekeken worden naar de gemiddelde leeftijd van de deelnemers in beide condities, naar het verschil in score op OCI-R in beide condities en op het verschil in score van de Checklist tijdens de voormeting in beide condities. Het verschil in leeftijd, het verschil in score op de OCI-R en de score op Checklist zal getoetst worden met de independent t-test.
De eerste manipulatiecheck zal worden getoetst met Factorial mixed ANOVA. Hierbij is de afhankelijke variabele de score op de Checklist en de onafhankelijke variabelen
meetmoment en conditie. Als tweede manipulatiecheck zal er gekeken worden naar het verschil in mogelijkheden om te checken en daadwerkelijk uitgevoerde checks en naar het gemiddelde aantal herhaalde checks. Dit zal gedaan worden door te kijken naar de resultaten van de Korte Checklist.
De eerste hoofdanalyse zal getoetst worden met de Factorial mixed ANOVA. Hierbij is de afhankelijke variabele gevaarinschatting, gemeten aan de hand van de CCS, en zijn de onafhankelijke variabelen meetmoment en conditie. Ook zullen er met Factorial mixed ANOVA’s de subschalen worden getoetst. Hierbij zijn de afhankelijke variabelen de verschillende subschalen: Belang, Ernst, en Kans en de onafhankelijke variabelen
meetmoment en conditie. De andere hoofdanalyse zal ook getoetst worden met de Factorial mixed ANOVA. Hierbij is afhankelijke variabele ook gevaarinschatting gemeten met de OBQ-44 RT, en zijn de onafhankelijke variabelen ook meetmoment en conditie. De laatste analyse zal ook worden getoetst met Factorial mixed ANOVA. Hierbij is de afhankelijke variabele de score op de BAI en de onafhankelijke variabelen meetmoment en conditie.
16
Resultaten
Van de 25 deelnemers in de experimentele conditie had één deelnemer slechts drie van de vijf keer de korte checklist ingevuld en niet de follow-upmeting ingevuld. Een andere deelnemer had de korte checklist nooit ingevuld. De gegevens van deze deelnemers zijn niet meegenomen in de verdere dataverwerking. Er waren vijf deelnemers die twee keer de korte checklist niet hadden ingevuld en zes deelnemers die één keer de korte checklist niet hadden ingevuld. De gegevens van deze deelnemers zijn wel mee genomen met de verdere
dataverwerking. Alle verdere deelnemers hadden alle vragenlijsten juist en volledig ingevuld. Na exploratie van de data bleek er één deelnemers extreem hoog te scoren op de na-en follow-upmeting. Zij is niet meegenomen in de verdere dataverwerking. Verder kon er nog één uitbijter aangewezen worden. Deze deelnemer scoorde 58 op de BAI bij de follow-upmeting. Deze score is aangepast in M + 3 SD (Field, 2013).
Normalisatiechecks
Onafhankelijke t-testen zijn uitgevoerd om te onderzoeken of experimentele conditie van de controleconditie verschilde op de voormeting. De gemiddelde leeftijd in de
experimentele conditie was 21 jaar en in de controleconditie 20 jaar. Dit verschil was niet significant, t(43) = 0,85, p = ,399. Ook verschilden de condities niet op
obsessieve-compulsieve tendensen (OCI-R), t(43) = 0,30, p = ,766 of op checkgedrag ( Checklist), t(43) = 0,67, p = ,505. Ook verschilden de condities niet op de CCS (totaal en per subschaal), OBQ-44 RT, BAI en de Checklist op de voormeting (kleinste p = ,176). De gemiddelde scores op de vragenlijsten en de bijbehorende standaarddeviaties zijn te zien in Tabel 1.
17 Tabel 1
Gemiddelde Scores en Standaarddeviaties (tussen Haakjes) van de Vragenlijsten bij de Voor- Na- en Follow-upmeting in Totaal en per Conditie
Vragenlijst Meetmoment Experimentele conditie (𝑛𝑛 = 23) Controle conditie (𝑛𝑛 = 22) Totaal (𝑛𝑛 = 45) OCI-R Voormeting 6.36(4.50) 6.00(3.61) 6.18(4.02) CCS Voormeting 22.58(13.06) 28.28(11.91) 25.49(12.70) Nameting 27.55(15.82) 30.10(15.24) 28.85(15.40) Follow-up 25.35(15.66) 30.13(16.49) 27.79(16.08) CCS Belang Voormeting 34.72(16.81) 42.03(18.78) 38.46(18.02) Nameting 37.50(20.35) 38.46(21.22) 37.99(20.57) Follow-up 33.56(19.50) 35.58(21.12) 34.59(20.14) CCS Kans Voormeting 11.18(9.66) 14.46(11.19) 12.86(10.48) Nameting 18.31(15.10) 18.82(13.27) 18.57(14.03) Follow-up 16.34(13.56) 21.78(17.04) 19.12(15.50) CCS Ernst Voormeting 21.83(17.60) 28.34(15.28) 25.16(16.60) Nameting 26.83(17.51) 33.02(17.05) 30.00(17.36) Follow-up 26.15(19.64) 33.04(17.62) 29.67(18.75) BAI Voormeting 29.68(4.38) 29.58(7.26) 29.60(6.05) Nameting 29.64(5.55) 26.67(5.40) 28.04(5.67) Follow-up 29.68(7.47) 25.67(5.57) 27.67(6.84) OBQ-44 RT Voormeting 31.46(10.01) 33.78(10.24) 32.64(10.08) Nameting 30.10(12.59) 30.40(11.73) 30.24(12.02) Follow-up 25.68(10.13) 27.65(10.31) 26.69(10.16) Checklist Voormeting 22.46(12.66) 25.07(13.49) 23.79(13.00) Nameting 31.15(11.40) 23.28(14.19) 27.13(13.37) Follow-up 20.31(12.31) 17.67(13.88) 18.96(13.06) Korte Checklist 4.44(0.74)
Noot. OCI-R = Obsessive-Compulsive Inventory-Revised; CCS = Checking Cognitions Scale;
CCS Belang = CCS belang van checken subschaal; CCS Kans = CCS kans op gevaar subschaal; CCS Ernst = CCS ernst van gevaar subschaal; BAI = Beck Anxiety Inventory; OBQ-44 RT = Obsessive Beliefs Questionnaire-44 Responsibility/Threat Estimation Scale.
Manipulatiechecks
Checklist. Als manipulatiecheck is er gekeken of het aantal onderwerpen dat de deelnemers checkten verschilden voor de experimentele en controleconditie tussen voor- na- en follow-upmeting. Hiervoor is een factorial mixed ANOVA uitgevoerd met één tussen-deelnemers variabele conditie (experimenteel vs. controle) en één binnen-tussen-deelnemers
18
aantal gecheckte items, gemeten aan de hand van de Checklist. De gemiddelde scores en de bijbehorende standaardafwijkingen zijn te zien in Tabel 1. De assumptie van sphericiteit was geschonden: X² (2) = 13,83 p = ,001. Daarom zijn de vrijheidsgraden gecorrigeerd door middel van de Huyn-Feldt estimates of sphericity (ε = ,82). Er was een significant effect van meetmoment, F(1,83, 78,87) = 14,52, p < ,001, maar geen significant effect van conditie, F(1, 43) = 0,58, p = ,45. Er was wel een interactie-effect van meetmoment x conditie, F(1,83, 78,87) = 5.87, p = .005. Simpele contrasten lieten zien dat het interactie-effect significant was tussen de voor- en nameting, F(1, 43) = 11,75, p = ,001, maar niet significant is tussen de voor- en follow-upmeting, F(1, 43) = 2,19, p = ,146. Zoals verwacht nam het aantal gecheckte items in de experimentele conditie toe van voormeting naar nameting en was het op de
follow-upmeting weer op het niveau van de voormeting. Bij de controle conditie nam het aantal gecheckte items af van voormeting naar follow-upmeting.
Korte Checklist. Ook is er gekeken in de experimentele conditie, door middel van de Korte Checklist, hoeveel procent van de keren dat deelnemers de mogelijkheid hadden te checken ze daadwerkelijk een check hebben uitgevoerd. Daarbij is ook gekeken hoe vaak ze gemiddeld achter elkaar checkten. Gemiddeld hadden de deelnemers 67% (SD = 25,87) van het aantal mogelijke momenten ook daadwerkelijk gecheckt en ze checkten gemiddeld 4,44 keer (SD = 0,74) achter elkaar.
BAI. Om te controleren dat de manipulatie alleen effect had op OCS gerelateerde cognities en obsessies omtrent gevaar en geen effect had op algemene angsten, is een factorial mixed ANOVA is uitgevoerd op de gemiddelden van de BAI met één tussen-deelnemers variabele conditie (experimenteel vs. controle) en één binnen-deelnemers variabele
19
(2) = 13,94 p = ,001. Daarom zijn de vrijheidsgraden gecorrigeerd door middel van de
Huyn-Feldt estimates of sphericity (ε = ,84). Er was een significant effect van meetmoment, F(1,65,
70,75) = 4,46, p = .021. Dit betekend dat er een algemeen verschil was voor beide condities tussen de meetmomenten. Er was geen significant effect van conditie, F(1, 43) = 2,13, p = ,151. Wel was er, tegen de verwachtingen in, een interactie-effect van meetmoment x
conditie, F(1,65, 70,75) = 4,39, p = ,022. Dit interactie-effect is af te lezen in Figuur 1. Er was een afname van de controleconditie van de voormeting naar de nameting, de experimentele conditie bleef gelijk. Uit herhalende contrasten bleek dat het gevonden effect tussen de voor- en nameting significant was, F(1, 43) = 6,75, p = ,013. Ook bleek het effect tussen de na- en follow-upmeting, waarbij de controle conditie verder afnam en de experimentele conditie gelijk bleef, niet significant, F(1, 43) = 0,51, p = ,481.
Figuur 1. Scores op de BAI voor de experimentele conditie en de controle conditie tijdens de
20
Sociale wenselijkheid. Bij beide condities werd er een zeer laag percentage sociaal wenselijke antwoorden gerapporteerd. Op de vraag of de vragenlijsten naar waarheid waren ingevuld, scoorden de deelnemers op de voor- (M = 98%, SD = 3,88), na- (M = 96%, SD = 7,00) en follow-upmeting (M = 99%, SD = 16,74) zeer hoog.
Hoofdanalyses
De hoofdanalyses schenden de assumptie van normaliteit. Echter is toch gebruik gemaakt van factorial mixed ANOVA’s omdat deze analyse techniek robuust genoeg is (Field, 2013).
CCS. Een factorial mixed 2x3 ANOVA is uitgevoerd op de gemiddelden van de totale CCS met één tussen-deelnemers variabele conditie (experimenteel vs. controle) en één
binnen-deelnemers variabele meetmoment (voor vs. na vs. follow-up). Het effect van meetmoment was significant, F(2,86) = 3,43, p = ,037. Dit betekend dat er een algemeen verschil was voor beide condities tussen de meetmomenten. Uit herhalende contrasten bleek dat er een significante toename was van voor- naar nameting, F(1, 43) = 5,47, p = ,024, maar van na- naar follow-upmeting was er geen significant verschil, F(1, 43) = 0,85, p = ,363. Er was geen significant effect van conditie, F(1, 43) = 1,10, p = ,299 en tegen de verwachtingen in ook geen significant interactie-effect, F(2, 86) = 0,75, p = ,477.
Ook zijn er factorial mixed ANOVA’s uitgevoerd voor de verschillende subschalen van de CCS, met één tussen-deelnemers variabele conditie (experimenteel vs. controle) en één binnen-deelnemers variabele meetmoment (voor vs. na vs. follow-up). Voor de Belang
subschaal was er geen significant effect van meetmoment, F(2, 86) = 1,79, p = ,173 en van conditie, F(1, 43) = 0,42, p = ,420. Ook was er geen significant interactie-effect, F(2, 86) =
21
1,19, p = ,310. Voor de Kans subschaal was er een significant effect van meetmoment, F(2, 86) = 8,31, p = ,001. Dit betekend dat er een algemeen verschil was voor beide condities tussen de meetmomenten. Uit herhalende contrasten bleek dat er een significante toename was van voor- naar nameting, F(1, 43) = 9,76, p = ,003, maar van na- naar follow-upmeting was er geen significant verschil, F(1, 43) = 0,13, p = ,723. Deze toenamen van voor- naar nameting voor beide condities is te zien in Figuur 2. Er was geen significant effect van conditie, F(1, 43) = 0,76, p = ,388 en tegen de verwachtingen in ook geen significant interactie-effect, F(2, 86) = 1,06, p = ,352. Voor de Ernst subschaal was er een significant effect van meetmoment,
F(2, 86) = 5,53, p = ,005. Dit betekend dat er een algemeen verschil was voor beide condities
tussen de meetmomenten. Uit herhalende contrasten bleek dat er een significante toename was van voor- naar nameting, F(1, 43) = 8,92, p = ,005, maar van na- naar follow-upmeting was er geen significant verschil, F(1, 43) = 0,04, p = ,836. Deze toenamen van voor- naar nameting voor beide condities is te zien in Figuur 1. Er was geen significant effect van conditie, F(1, 43) = 1,81, p = ,186 en tegen de verwachtingen in geen significant interactie-effect, F(2, 86) = 0,02, p = ,977.
Figuur 2. Scores op de CCS subschalen voor de experimentele conditie en de controle
conditie tijdens de voormeting, de nameting en de follow-upmeting, met 95% betrouwbaarheidsintervallen.
22
OBQ-44 RT. Een factorial mixed ANOVA is uitgevoerd op de gemiddelden van de OBQ-44 RT met één tussen-deelnemers variabele conditie (experimenteel vs. controle) en één binnen-deelnemers variabele meetmoment (voor vs. na vs. follow-up). De assumptie van sphericiteit was geschonden: X² (2) = 12,16 p = ,002. Daarom zijn de vrijheidsgraden gecorrigeerd door middel van de Huyn-Feldt estimates of sphericity (ε = ,84). Er was een significant effect van meetmoment, F(1,69, 72,63) = 21,57, p < ,001. Dit betekend dat er een algemeen verschil was voor beide condities tussen de meetmomenten. Uit herhalende
contrasten bleek dat er een significante toename was van de voormeting naar de nameting,
F(1, 43) = 5,23, p = ,027, en van de nameting naar de follow-upmeting, F(1, 43) = 30,59, p <
,001. Er was geen significant effect van conditie, F(1, 43) = 0,25, p = ,620, ook was er tegen de verwachtingen in geen interactie-effect, F(1.69, 72.63) = 0,70, p = ,475.
Discussie
In deze studie werd het effect van herhaaldelijk checken op OCS gerelateerde cognities en obsessies omtrent gevaar onderzocht. Er werd geen effect op OCS gerelateerde cognities gevonden en ook geen effect op obsessieve overtuigingen. Er bleek geen verschil te zijn tussen de cognities van deelnemers die checkgedrag hadden uitgevoerd en deelnemers die dit niet hadden gedaan. Bij beiden groepen namen deze cognities toe in de week waarin het checkgedrag werd uitgevoerd en bleven gelijk in de week dat het checkgedrag niet meer werd uitgevoerd. Ook bleek er geen verschil te zijn tussen de obsessieve overtuigingen van beiden groepen. Bij beiden namen de overtuigingen gedurende het onderzoek af. Dit is niet in lijn met de voorop gestelde hypotheses, waarbij verwacht werd dat zowel de OCS gerelateerde cognities als obsessies ten gevolge van het checkgedrag meer zouden toenemen dan wanneer er niet gecheckt werd. Er werd wel een effect gevonden op algemene angst. De algemene
23
angst bleef gelijk gedurende het onderzoek voor de deelnemers die checkgedrag hadden uitgevoerd, zoals gehypothetiseerd. Echter nam de angst af voor deelnemers die geen checkgedrag hadden uitgevoerd. Dit was niet in lijn met de hypothese, aangezien er geen effecten op algemene angst werden verwacht.
De gevonden resultaten komen grotendeels niet overeen met eerder onderzoek. Het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) toonde aan dat checken OCS gerelateerde
cognities omtrent gevaar versterkt, dit is in het huidige onderzoek niet gevonden. Hier kunnen meerdere redenen voor zijn. Mogelijk heeft het gebruik van het exclusiecriterium betreffende de off score op de OCI-R invloed gehad op de resultaten. Door het gebruik van deze cut-off score was de gemiddelde mate van obsessieve-compulsieve tendensen in de steekproef van deze studie een stuk lager dan anders in een studentensteekproef. De gemiddelde score op de OCI-R was in dit onderzoek 6,36 in tegenstelling tot 11,90 in het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) die geen gebruik hadden gemaakt van een cut-off score. Het zou kunnen zijn dat mensen die van nature al een erg lage mate van obsessieve en compulsieve tendensen hebben, minder beïnvloedbaar zijn voor de effecten van herhaaldelijk checkgedrag. Dit zou kunnen verklaren waarom er in dit onderzoek geen effecten zijn gevonden van herhaaldelijk checken op OCS gerelateerde cognities en obsessies omtrent gevaar.
Een andere mogelijke verklaring is de kleine steekproef. Dit onderzoek had 48 deelnemers, terwijl Van Uijen en Toffolo (2015) negentig deelnemers hadden. Deze kleine steekproef heeft gezorgd voor weinig statistische power. Voor de interactie-effecten van de OBQ-44 RT subschaal en de CCS (in zijn geheel en per subschaal) zijn er geobserveerde powerscores gevonden tussen de 0,05 en 0,25. Er was dus 5 tot 25% kans om een effect te detecteren als dit aanwezig was. Dit laat zien dat er een grote kans is dat er een type II fout is opgetreden en bepaalde effecten misschien wel aanwezig waren, maar niet gedetecteerd zijn door het hebben van een te kleine steekproef. Het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015)
24
moet door de grotere steekproef een grotere power hebben gehad, net als de onderzoeken van Deacon en Maack (2008) en Olantuji et al. (2011), die ook grotere steekproeven hadden. Dit kan ervoor hebben gezorgd dat zij wel effecten hebben gedetecteerd en het huidige onderzoek niet.
Een andere verklaring voor het verschil in resultaten tussen dit onderzoek en het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) kan te maken hebben met verschil in de opzet van dit onderzoek in vergelijking met het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015). In dit onderzoek zijn de na- en follow-upmeting thuis ingevuld door de deelnemers en niet op het lab zoals bij de nameting van Van Uijen en Toffolo (2015). Hierdoor is er minder zicht op de condities waarin de deelnemers de na- en follow-upmeting hebben ingevuld. Factoren zoals afleiding, desintresse of haast zouden de scores op de na- en follow-upmeting hebben kunnen beïnvloeden.
Een ander verschil tussen de resultaten van dit onderzoek en eerder onderzoek was het effect van de BAI. In de onderzoeken van Deacon en Maack (2008), Olantuji et al. (2011) en Van Uijen en Toffolo (2015) was er geen interactie tussen de condities en de meetmomenten, in dit onderzoek echter wel. Hier kan geen valide verklaring voor worden gevonden. De controleconditie van dit onderzoek is vergelijkbaar met de controlecondities van Olantuji et al. (2011) en Van Uijen en Toffolo (2015) en de experimentele conditie verschilt ook niet zo sterk van de andere onderzoeken dat een ander effect werd verwacht.
Echter was er ook een overeenkomst tussen de resultaten van dit onderzoek en het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015). Beide onderzoeken hebben geen effect gevonden van checken op obsessies omtrent gevaar. Mogelijk komt dit omdat het uitvoeren van checks voor één week geen invloed heeft op de obsessieve opvattingen. Het zou kunnen zijn dat obsessies langzamer ontwikkelen en dat één week dus te kort is, of mogelijk ontwikkelen
25
obsessies zich alleen bij een hele grote mate van herhaaldelijk checken die veel tijd in beslag neemt, zoals ook vaak het geval is bij mensen met OCS (DSM-5, 2013).
Naast dat de resulaten van dit onderzoek grotendeels niet overeenkomen met eerder onderzoek, sluit het ook niet aan bij de theorie van Rachman (2002). Deze theorie verklaarde dat herhaaldelijk checken zou zorgen voor de ontwikkeling van OCS gerelateerde cognities omtrent gevaar en mogelijk zelfs obsessies. Dit is niet gevonden in dit onderzoek. Toch betekend dit niet dat de theorie van Rachman (2002) verworpen zou moeten worden. Zoals hierboven beschreven zijn er vele mogelijke verklaringen voor het uitblijven van een effect in dit onderzoek. Het is aannemelijker dat deze verklaringen juist zijn dan dat de theorie van Rachman niet klopt. Dit omdat er verschillende onderzoeken zijn die verschillende onderdelen van de theorie van Rachman ondersteunen (zie bijvoorbeeld Parrish, & Radomsky, 2006; Radomsky, & Alcolado, 2010; Van Uijen en Toffolo, 2015).
Een beperking van dit onderzoek is dat de resultaten van dit onderzoek mogelijk moeilijk zijn de generaliseren naar de gehele gezonde populatie, aangezien deelnemers een lage mate van obsesieve-compulsieve tendensen hadden. Er moet daarom op gelet worden dat conclusies uit dit onderzoek niet getrokken worden over de gehele gezonde populatie maar zich beperken tot mensen met een lage mate van obsesieve-compulsieve tendensen.
Het belangrijk dat er meer onderzoek zal worden verricht naar dit veld om zo meer inzicht te krijgen in de theorie van Rachman (2002). Belangrijk hierbij is om voorafgaand aan het onderzoek een poweranalyse uit te voeren en om een representatieve steekproef uit de populatie te nemen zodat de resultaten goed te generaliseren zijn. Om de resultaten van het onderzoek van Van Uijen en Toffolo te kunnen verifieëren is het interessant om het huidige onderzoek nogmaals uit te voeren, echter zonder het gebruik van de OCI-R als
26
zijn in de effecten van herhaaldelijk checken bij mensen met een lage of hoge mate van obsessieve-compulsieve tentensen.
Samenvattend kan gesteld worden dat uit dit onderzoek niet geconcludeerd kan worden dat herhaaldelijk checken invloed heeft op OCS gerelateerde cognities en obsessies omtrent gevaar bij mensen met een lage mate van obsessieve-compulsieve tentensen. Verder onderzoek naar de precieze aard van herhaaldelijk checken en zijn invloed op OCS
gerelateerde cognities en obsessies wordt aanbevolen.
Literatuur
Abramowitz, J. S., Taylor, S., & McKay, D. (2009). Obsessive-compulsive disorder. The
Lancet, 374, 491-499.
American Psychiatric Association. (2013). Obsessive-Compulsive and Related Disorders. In
Diagnostic and statistical manual of mental disorders (5th ed.). Washington, DC: Author.
Beck, A. T., Epstein, N., Brown, G., & Steer, R. A. (1988). An inventory for measuring clinical anxiety: psychometric properties. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 56(6), 893.
Creamer, M., Foran, J., & Bell, R. (1995). The Beck Anxiety Inventory in a non-clinical sample. Behaviour Research and Therapy, 33(4), 477-485.
Deacon, B., & Maack, D. J. (2008). The effects of safety behaviors on the fear of
contamination: An experimental investigation. Behaviour Research and Therapy, 46, 537-547.
27
Engelhard, I. M., Van Uijen, S. L., Van Seters, N., & Velu, N. (2015). The effects of safety behavior directed towards a safety cue on perceptions of threat. Behavior Therapy,
46(5), 604-610.
Field, A. (2013). Discovering statistics using IBM SPSS statistics (4th ed.). Londen: Sage publications.
Foa, E. D., Huppert, J. D.,S. Leiberg, S.,R. Langner, R., Kichic, R., Hajcek, R., Salkovskis, P.M. (2002). The Obsessive–Compulsive Inventory: The development and validation of a short version. Psychological Assessment, 14, 485–496.
Goetz, A. R., Davine, T. P., Siwiec, S. G., & Lee, H. J. (2015). The functional value of preventive and restorative safety behaviors: A systematic review of the
literature. Clinical Psychology Review, 44, 112–124.
Helbig‐Lang, S., & Petermann, F. (2010). Tolerate or eliminate? A systematic review on the effects of safety behavior across anxiety disorders. Clinical Psychology: Science and Practice, 17(3), 218-233.
Kessler, R. C., Berglund, P., Demler, O., Jin, R., Merikangas, K. R., & Walters, E. E. (2005). Lifetime prevalence and age-of-onset distributions of DSM-IV disorders in the National Comorbidity Survey Replication. Archives of General Psychiatry, 62(6), 593-602.
McKay, D., Abramowitz, J. S., Calamari, J. E., Kyrios, M., Radomsky, A., Sookman, D., ... Wilhelm, S. (2004). A critical evaluation of obsessive–compulsive disorder subtypes: symptoms versus mechanisms. Clinical Psychology Review, 24(3), 283-313.
Obsessive Compulsive Cognitions Working Group. (2005). Psychometric validation of the obsessive belief questionnaire and interpretation of intrusions inventory—Part 2:
28
Factor analyses and testing of a brief version. Behaviour Research and Therapy, 43(11), 1527-1542.
Olatunji, B. O., Etzel, E. N., Tomarken, A. J., Ciesielski, B. G., & Deacon, B. (2011). The effects of safety behaviors on health anxiety: An experimental investigation.
Behaviour Research and Therapy, 49(11), 719-728.
Parrish, C. L., & Radomsky, A. S. (2006). An experimental investigation of responsibility and reassurance: Relationships with compulsive checking. International Journal of
Behavioral Consultation and Therapy, 2(2), 174-191.
Rachman, S. (2002). A cognitive theory of compulsive checking. Behaviour Research and
Therapy, 40(6), 625-639.
Radomsky, A. S., & Alcolado, G. M. (2010). Don’t even think about checking: Mental checking causes memory distrust. Journal of Behaviour Therapy and Experimental Psychiatry, 41(4), 345-351.
Roediger III, H. L., & McCabe, P. (2007). Evaluating Experimental Research: Critical Issues. In R. J. Sternberg, H. L. Roediger & D. F. Halpern (Eds.), Critical thinking in
psychology (pp. 15-37). New York: Cambridge University Press.
Salkovskis, P. M. (1991). The importance of behaviour in the maintenance of anxiety and panic: A cognitive account. Behavioural Psychotherapy, 19(01), 6-19.
Toffolo, M. B., van den Hout, M. A., Radomsky, A. S., & Engelhard, I. M. (2015). Check, check, double check: Investigating memory deterioration within multiple sessions of repeated checking. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry.
Van den Hout, M., & Kindt, M. (2003). Repeated checking causes memory distrust.
29
Van Uijen, S. L., & Toffolo, M. B. (2015). Safety behavior increases obsession-related cognitions about the severity of threat. Behavior Therapy, 46(4), 521-531.
