1
De Voorspellende Waarde van Impliciete Negatieve Associaties voor
Effecten van Exposure voor Spinnenangst en de Modererende Rol van
Werkgeheugencapaciteit
Kari Myrthe Jung*
Universiteit van Amsterdam
24 januari 2017
Masterthese
*Studentnummer: 10195971 Begeleider: dr. Marieke Effting
Programmagroep Klinische Psychologie Aantal woorden: 7562
Aantal woorden abstract: 246
Abstract Achtergrond: Vanuit dual process modellen wordt verondersteld dat een geslaagde
behandeling ingrijpt op de automatische associaties van het impulsieve systeem. In deze studie werd het effect van één-sessie exposure behandeling voor spinnenangst op negatieve impliciete associaties voor spinnen onderzocht. Daarnaast werd onderzocht of residuele impliciete associaties return of fear (ROF) voorspelden en of werkgeheugencapaciteit (WGC) deze modereerde.
Methoden: Er waren drie condities: een behandel- (n = 32), een wachtlijst behandel- (n = 28) en een niet angstige controleconditie (n = 48). Impliciete associaties werden gemeten met de Implicit Association Test (IAT), vermijdingsgedrag voor spinnen met de Behavioral Avoidance Test (BAT) en WGC met de Complex operation span task (OSPAN). Impliciete associaties en vermijdingsgedrag voor spinnen werden in de behandelcondities zowel voor als na de exposure behandeling gemeten en tijdens follow-up. WGC werd gemeten voorafgaand de behandeling.
Resultaten: Resultaten toonden dat de scores op de IAT niet veranderden na één-sessie exposure
behandeling. Scores op de BAT namen toe na behandeling, deze verandering bleef stabiel tot aan de follow-up. Residuele scores op de IAT voorspelden geen ROF en WGC modereerde deze ook niet.
Limitaties: In het huidige onderzoek werd geen onderscheid tussen laag en hoog angstigen gevonden in impliciete associaties. En er was geen sprake van ROF.
Conclusies: Één-sessie exposure behandeling bleek niet voldoende om impliciete associaties te veranderen. Veranderingen in impliciete associaties bleken echter niet noodzakelijk voor vermindering van
vermijdingsgedrag voor spinnen. De behandeling lijkt niet te hebben ingegrepen op de automatische associaties van het impulsieve systeem.
2
Introductie
Exposure is een succesvolle behandeling voor het behandelen van angststoornissen (Öst, 1997). Ondanks dat exposure kan zorgen voor een daling in angst ervaren veel mensen na behandeling een terugkeer van angst (return of fear; ROF) (Rachman, 1989; Shafran, Booth & Rachman, 1993; Salkovskis & Mills, 1994; Mineka et al. 1999; Mystkawski et al. 2002). ROF refereert naar de terugkeer van een
verzwakte of uitgedoofde angst (Rachman, 1989). Het lijkt erop dat exposure behandelingen in veel gevallen de angst slechts tijdelijk (sterk) doen afnemen en het onderliggende mechanisme onveranderd blijft. Het aantal mensen wat op de lange termijn ROF ervaart varieert tussen de 19 en 62% (Craske, 1999). Het onderliggende mechanisme wat maakt dat ROF veelvuldig voorkomt wordt niet goed begrepen (Craske & Mystkowski, 2006). Dual process modellen kunnen mogelijk verklaren waarom ROF voorkomt.
Volgens dual process modellen (Smith & DeCoster, 2000; Strack & Deutch, 2004) wordt gedrag gestuurd vanuit twee verschillende systemen: het impulsieve en het reflectieve systeem. De activatie van het impulsieve systeem zorgt ervoor dat concepten gerelateerd aan de stimulus in het geheugen, inclusief attituden, overtuigingen en gedragsneigingen, worden geactiveerd (Gawronski & Bodenhausen, 2006). Dit gebeurt snel en automatisch (Smith & DeCoster, 2000). Het reflectieve systeem is verantwoordelijk voor het genereren van beslissingen en oordelen over situaties. Deze functies worden bereikt door relatief langzame gecontroleerde processen gebaseerd op symbolische representaties en operaties (Smith & DeCoster, 2000). Het reflectieve systeem reguleert de invloed van het impulsieve systeem op het gedrag. Echter is deze regulatie beperkt. Verschillende factoren, zoals motivatie, stress, arousal, cognitieve
capaciteit en de mate van zelfcontrole kunnen ervoor zorgen dat het reflectieve systeem niet in staat is het impulsieve systeem te reguleren. Als responsen van beide systemen in conflict zijn kunnen de zojuist genoemde factoren invloed hebben op welk systeem het gedrag aanstuurt (Hofmann, Friese & Strack, 2009; Ouimet, Gawronski, & Dozois, 2009; Smith & DeCoster, 2000; Strack & Deutch, 2004). In het geval van beperkte cognitieve capaciteit, bijvoorbeeld door het waarnemen van een spin die angst en stress oproept, is er minder ruimte om de situatie te beoordelen (bijvoorbeeld: ‘de spin kan mij niet aanvallen en is ongevaarlijk’) en doelgerichte beslissingen te maken (bijvoorbeeld: spin negeren) vanuit het reflectieve systeem. Automatische associaties zoals ‘spinnen’ en ‘gevaarlijk’ vanuit het impulsieve systeem hebben dan
3 eerder de overhand en bepalen welk gedrag wordt aangestuurd (bijvoorbeeld: gillen en wegrennen)
(Ouimet, Gawronski, & Dozois, 2009).
Ook de mate van werkgeheugencapaciteit (WGC) kan invloed hebben op de mate waarin het reflectieve systeem het impulsieve systeem reguleert. WGC heeft twee functies: het inhiberen van automatische gedragsneigingen die anders direct tot uiting zouden komen in gedrag en het verkrijgen, behouden en beschermen van expliciete attitudes zodat deze gebruikt kunnen blijven worden voor zelf monitorend gedrag (Hofmann, Gschwender, Friese, Wiers & Schmitt, 2008). Individuele verschillen in WGC zijn gerelateerd aan de verschillen in mogelijkheid om gecontroleerde processen te scheiden van automatische processen. Er wordt verondersteld dat mensen met een groot WGC meer in staat zijn gecontroleerde, doelgerichte handelingen uit te voeren in omstandigheden die veel aandacht vragen. Mensen met een laag WGC zijn hier niet of minder toe in staat (Barrett, Tugade & Engle, 2004). Dual process modellen stellen dat WGC de mate waarin het reflectieve systeem het impulsieve systeem reguleert bepaalt. Bij mensen met een laag WGC zal gedrag beter voorspeld kunnen worden door impliciete processen. Daarentegen zal gedrag bij mensen met een hoog WGC beter voorspeld kunnen worden door expliciete processen (Hofmann et al., 2008).
Studies suggereren dat WGC de invloed van impliciete processen op consumptiegedrag
modereert, zoals roken en eten (Hoffman et al., 2008; Grenard et al., 2008). Positieve impliciete associaties voor snoep hadden bij mensen met een laag WGC invloed op de hoeveelheid chocolade die werd gegeten tijdens een taak waarin de kwaliteit van de chocolade werd beoordeeld. Bij mensen met een hoog WGC was dit niet het geval (Hoffman et al., 2008). Er is enige evidentie dat WGC ook de invloed van impliciete processen voor angstgedrag modereert (Effting, Salemink, Verschuere & Beckers, 2016). Zo vonden Effting et al. (2016) dat mensen met sterke negatieve impliciete spinnenassociaties en een laag WGC meer vermijdingsgedrag vertoonden tot het benaderen van een spin dan mensen met sterke negatieve impliciete spinnenassociaties en een hoog WGC.
Voor psychopathologisch gedrag voorspellen dual process modellen dat het impulsieve systeem de overhand heeft (Salemink & Wiers, 2012). Mensen met een sterk impulsief systeem, waarbij associaties snel en automatisch worden opgeroepen, en een zwak reflectief systeem zijn kwetsbaar voor het
4 dat een behandeling ingrijpt op de automatische associaties van het impulsieve systeem. Indien een behandeling alleen ingrijpt op gecontroleerde processen van het reflectieve systeem dan is het mogelijk dat angst in situaties die bijvoorbeeld veel stress veroorzaken (en dus het reflectief systeem beperken) sneller terugkomt (Vasey, Harbaugh, Buffington, Jones & Fazio, 2012).
Verschillende studies hebben het effect van psychologische behandelingen op impliciete
associaties bij verschillende angststoornissen onderzocht. De effecten zijn echter niet eenduidig. Sommige onderzoeken tonen aan dat behandeling geen invloed heeft op impliciete angst associaties (Huijding & de Jong, 2007; Huijding & de Jong, 2009; Schreiber, Witthöft, Neng & Weck, 2016). Andere onderzoeken laten echter wel een effect zien van behandeling op impliciete angst associaties (Clerkin, Fisher, Sherman & Teachman, 2014; Gamer, Schmukle, Luka-Krausgrill & Egloff, 2008; Reinecke, Rinck, Becker & Hoyer, 2013; Reinecke, Soltau, Hoyer, Becker & Rinck, 2012; Schreiber et al., 2016; Teachman, Smith-Janik & Marker, 2008; Teachman & Woody, 2003; Vasey, Harbaugh, Buffington, Jones & Fazio, 2012).
Verschillen in uitkomsten zijn mogelijk te wijten aan de grote verschillen in experimentele opzet. De studies verschillen in stoornis, behandelduur en behandeling maar ook in meetmomenten. Zo vonden in Huijding en De Jong (2007, 2009), die enkel effecten vonden van een één-sessie exposure behandeling op expliciete maten maar niet op impliciete associaties, de behandeling en meetmomenten (voor- en
nameting) op dezelfde dag plaats. Mogelijk is dat te kort om impliciete associaties te veranderen. Expliciete maten zijn makkelijk te veranderen wanneer er informatie wordt gegeven die inconsistent is met de bestaande informatie (Gawronski, LeBel & Peters, 2007). Impliciete associaties veranderen alleen wanneer er nieuwe associaties worden gevormd door evaluatieve conditionering of wanneer nieuwe informatie integreert in nieuwe associaties (Gawronski & Bodenhausen, 2006). Het leren van representaties die gebruikt worden in de associatieve modus vergt veel tijd en herhaling (Smith & DeCoster, 2000). Het is de vraag of een één-sessie exposure behandeling voldoende is om nieuwe associaties te vormen. Wellicht is het noodzakelijk om een langer durende therapie te volgen wil er vorming van nieuwe associaties
plaatsvinden. Of misschien is een één-sessie exposure behandeling wel voldoende om nieuwe associaties te vormen maar heeft dit tijd nodig en dient de nameting niet op dezelfde dag als de behandelsessie plaats te vinden.
5 Een reeks van studies, waarin de behandeling uit meerdere sessies bestond, toont aan dat
negatieve impliciete associaties minder worden na het ondergaan van therapie (Clerkin et al., 2008; Gamer et al., 2008; Reinecke et al., 2012; Reinecke et al., 2013; Teachman Smith-Janik & Marker, 2008;
Teachman & Woody, 2003; Schreiber et al., 2016, alleen bij cognitieve therapie (CT) niet bij exposure). Zo daalt het aantal negatieve impliciete associaties van ziekte en symptomen bij mensen met hypochondrie na twaalf sessies CT (Schreiber et al., 2016). Een langer durende therapie lijkt bij te dragen aan de verandering van impliciete associaties. Dit lijkt echter niet noodzakelijk. Onderzoek van Vasey et al. (2012) liet zien dat één-sessie exposure behandeling voldoende was om negatieve impliciete associaties bij spreekangst te laten afnemen. Opmerkelijk genoeg vonden de metingen (voor en na) op dezelfde dag als de behandeling plaats. Echter was er in dit onderzoek geen wachtlijstcontrolegroep. Hierdoor is het mogelijk dat de resultaten te danken zijn aan enkel het twee keer afnemen van een test (test-hertest effect).
Naast de vraag of impliciete associaties gevoelig zijn voor verandering, is het tevens de vraag of impliciete associaties na behandeling voorspellen wie wel of geen terugkeer van angst vertoont. Een aantal onderzoeken wijzen uit dat de veranderingen in impliciete associaties voorspellend zijn voor ROF
(Reinecke et al., 2013; Vasey et al., 2012). Zo vonden Vasey et al. (2012) in een studie naar spreekangst dat residuele negatieve impliciete associaties na één-sessie exposure behandeling voor spreken in het openbaar ROF na één maand op de follow-up voorspelde. In dit onderzoek gaven deelnemers met spreekangst voor en na behandeling en bij follow-up een speech terwijl hartslag, en voorafgaand de speech zelf-gerapporteerde spreekangst en negatieve impliciete associaties voor spreken in het openbaar, werd gemeten. Echter, de bevindingen voor de voorspellende waarde van negatieve impliciete associaties voor ROF zijn niet consistent (Huijding & De Jong, 2009). Huijding en De Jong (2009) toonden aan dat residuele negatieve impliciete associaties voor spinnen na één-sessie exposure behandeling ROF voor spinnen na twee maanden op de follow-up niet voorspelden. Wel voorspelde residuele zelf-gerapporteerde spinnenangst na de
behandeling ROF. In dit onderzoek voerden deelnemers voorafgaand, na de behandeling en tijdens de follow-up een gedragstaak uit waarbij werd gemeten in welke mate ze een spin durfden te benaderen. Voorafgaand de gedragstaak werd zelf-gerapporteerde angst en negatieve impliciete associaties voor spinnen gemeten. Mogelijk zijn de verschillen in uitkomst te wijten aan verschillen in WGC. Zoals reeds aangehaald voorspellen dual process modellen dat gedrag sterker beïnvloed wordt door impliciete processen
6 bij mensen met een laag WGC dan met een hoog WGC (Hofmann et al., 2008). Mogelijk speelt WGC ook een modererende rol in de voorspellende waarde van residuele impliciete associaties na behandeling voor terugkeer van angst tijdens een follow-up meting. Dat wil zeggen dat de residuele impliciete associaties na behandeling bij mensen met een laag WGC mogelijk beter terugkeer van angst voorspellen dan bij mensen met een hoog WGC.
In het huidige onderzoek werd het effect van een één-sessie exposure behandeling voor
spinnenangst op negatieve impliciete associaties voor spinnen onderzocht. Daarnaast werd onderzocht of residuele impliciete associaties na exposure ROF voorspellen en of WGC de voorspellende waarde van impliciete associaties voor ROF modereert. In deze studie waren er drie condities: een behandelconditie (BC), een wachtlijst behandelconditie (WLBC) en een niet-angstige controle conditie (NACC).
Deelnemers in beide behandelcondities (BC en WLBC) werden voor en na behandeling en tijdens follow-up gemeten. De WLBC had een extra meting vóór de behandeling om uit te sluiten of mogelijke verschillen tussen meetmomenten niet enkel tot stand komen door het opnieuw afnemen van een test (test-hertest effect). Deelnemers in de NACC hadden alleen een voormeting. Tijdens de voormeting werd
gecontroleerd 1) of deelnemers in de behandelcondities spinangstig waren en 2) of deelnemers in de NACC niet-angstig voor spinnen waren. Negatieve impliciete associaties van spinnen werden gemeten met de Implicit Association Test (IAT), expliciete negatieve attitudes over spinnen werden gemeten met de Fear of Spiders Questionnaire (FSQ), vermijdingsgedrag voor spinnen met de Behavioral Approach Task (BAT) en WGC met de Complex operation span task (OSPAN).
Ten eerste werd verondersteld dat impliciete en expliciete attitudes voor spinnen sterker afnemen bij proefpersonen die één-sessie exposure behandeling krijgen (BC) in vergelijking met proefpersonen die nog wachten op behandeling (WLBC) (hypothese 1). Ten tweede werd verondersteld dat proefpersonen in de behandelcondities (BC/WLBC) na behandeling (gemiddeld) minder sterke impliciete associaties voor spinnen, minder zelf gerapporteerde angst voor spinnen en minder vermijdingsgedrag in het benaderen van een spin vertonen (nameting) en dat deze veranderingen behouden zouden blijven tot aan de follow-up (hypothese 2). Tot slot werd verondersteld dat in de behandelcondities (BC/WLBC) de mate van residuele impliciete associaties voor spinnen na behandeling voorspellend zijn voor de mate van terugkeer van vermijdingsgedrag tijdens follow-up (ROF) (hypothese 3a) en dat WGC de voorspellende waarde van
7 residuele impliciete associaties voor ROF modereert (hypothese 3b). Dat wil zeggen, bij mensen met een laag WGC zullen negatieve residuele impliciete associaties op de nameting beter ROF voorspellen dan bij mensen met een hoog WGC.
2. Methoden
2.1 Proefpersonen
Proefpersonen werden geworven via twee verschillende advertenties die stonden op de website van de labs van de UvA psychologie en communicatiewetenschappen (www.lab.uva.nl). Een advertentie was bedoeld om proefpersonen voor de NACC te werven, de andere advertentie om proefpersonen voor de behandelcondities te werven. In de advertentie voor de NACC werd niet gesproken over een onderzoek dat ging over spinnen maar over een onderzoek dat ging over het voorspellen van gedrag. In de
advertentie voor de behandelcondities werd expliciet aangegeven dat er voor dit onderzoek werd gezocht naar mensen die bang zijn voor spinnen en die hier behandeld voor wilden worden. Exclusie criteria waren een leeftijd jonger dan 18 jaar of ouder dan 50 jaar en het hebben van hartproblemen. Daarnaast werden deelnemers met een score lager dan 70 op de FSQ uitgesloten van deelname aan het onderzoek in de behandelcondities (BC/WLBC). Ook werden deelnemers met een score van 44 of hoger op de FSQ uitgesloten van deelname aan het onderzoek in de NACC.
In de NACC, BC en WLBC (48, 32 en 28 proefpersonen) werden respectievelijk 18, 5 en 3 proefpersonen geëxcludeerd op basis van hun FSQ-score. Dit resulteerde in een groep van 30 proefpersonen in de NACC (18 vrouwen), 25 proefpersonen in de WLBC (23 vrouwen) en 27 proefpersonen in de BC (25 vrouwen) op de voormeting. Gedurende het onderzoek vielen drie
proefpersonen uit door persoonlijke omstandigheden zoals ziekte. Dit resulteerde in een groep van 23 (22 vrouwen) en 26 (24 vrouwen) proefpersonen op de nameting en follow-up in de WLBC en BC.
Proefpersonen ontvingen 20 euro/2 proefpersoonpunten (NACC), 85 euro/8,5 proefpersoonpunt (WLBC) of 80 euro/8 proefpersoonpunten (BC) voor hun deelname aan het onderzoek.
8 2.2 Materialen
Fear of Spiders Questionnaire (FSQ)
Met de Nederlandse versie van de FSQ (Szymanski & O’Donohue, 1995; Muris & Merkelbach, 1996) werd zelf-gerapporteerde spinnenangst gemeten. De FSQ bestond uit 18 items die gescoord werden op een schaal van 1 (helemaal mee oneens) tot 7 (helemaal mee eens) (range: 18-126). Voorbeelden van items waren: ‘Als ik nu een spin in een bepaalde kamer zou zien zitten, dan zou ik erg bang zijn om die kamer binnen te gaan’ en ‘Ik doe alles om een spin te vermijden’. Voor de FSQ werden alle items bij elkaar opgeteld. Hoe hoger de score op de FSQ was hoe hoger de zelf-gerapporteerde angst voor spinnen.
Uit eerder onderzoek blijkt dat de FSQ een goede interne consistentie heeft bij mensen met een spinnenfobie en bij mensen die niet-angstig zijn voor spinnen (Cronbach’s alpha’s varieerde tussen .88 en .97). Ook beschikt de FSQ over een goede 3-weken test-hertest betrouwbaarheid (r = .91) (Muris & Merkelbach, 1996).
Implicit Association Test (IAT)
Negatieve impliciete associaties voor spinnen werden gemeten met de IAT (Greenwald, McGhee & Schwartz, 1998). In de IAT werden proefpersonen gevraagd stimuli in te delen met behulp van twee responsknoppen op twee dimensies: een target dimensie (spinnen of vlinders) en een attributie dimensie (positief of negatief). De stimuli van de target dimensie bestonden uit acht foto’s van spinnen en acht foto’s van vlinders (foto: 5.1 cm hoog x 6.9 cm breed). De stimuli van de attributie dimensie bestonden uit acht positieve woorden (vakantie, zomer, cadeau, feest, blij, vriendelijk, gezond en gelukkig) en acht negatieve woorden (dood, pijn, haat, leugenaar, gemeen, agressief, wreed en vals). De labels van de target dimensie waren ‘spin’ en ‘vlinder’ en van de attributie dimensie ‘positief’ en ‘negatief’. Gedurende de taak verschenen stimuli in het midden van het scherm terwijl de labels in de rechter- en linkerbovenhoek van het scherm stonden. Proefpersonen deelden de stimuli zo accuraat en snel mogelijk in categorieën in door op de letters ‘E’ en ‘I’ van het toetsenbord te drukken. Stimuli bleven in het scherm staan totdat een correcte respons gegeven werd. In het geval van een incorrecte respons verscheen er een rood kruis onder de stimulus in het scherm net zo lang tot er een correcte respons werd gegeven. De tijd tussen het
9 intertrial interval bedroeg 250 ms. De letters ‘E’ en ‘I’ stonden voor ‘positief’ en ‘negatief’ of voor ‘negatief’ en ‘positief’, dit was gecounterbalanceerd tussen proefpersonen.
De IAT bestond uit zeven blokken. In het eerste blok (32 trials) werden proefpersonen gevraagd woorden in te delen in de categorieën ‘positief’ en ‘negatief’. Elk woord werd twee keer aangeboden. In het tweede blok (32 trials) werden proefpersonen gevraagd foto’s in te delen in de categorieën ‘spin’ en ‘vlinder’. De responsknop voor ‘spin’ was hetzelfde als voor ‘negatief’ in het eerste blok (bijvoorbeeld de E-knop), terwijl de responsknop voor ‘vlinder’ hetzelfde was als voor ‘positief’ in het eerste blok
(bijvoorbeeld de I-knop). Elke foto werd twee keer aangeboden. In het derde blok (32 trials) oefenden proefpersonen woorden en foto’s in gecombineerde congruente categorieën in te delen (spin-negatief; vlinder-positief). Het vierde blok was een testblok voor het congruent indelen van afbeeldingen en woorden. In dit testblok werden alle foto’s en woorden twee keer semi-random aangeboden (64 trials). Dit hield in dat eerst alle stimuli random werden aangeboden alvorens een stimuli voor de tweede keer kon worden aangeboden. In het vijfde blok (32 trials) waren de labels van de target dimensie omgedraaid. De knop op het toetsenbord die bij de vorige blokken werd gebruikt om foto’s van spinnen te categoriseren werd nu gebruikt om foto’s van vlinders te categoriseren en vica versa. In het zesde blok (32 trials) oefenden proefpersonen om woorden en afbeeldingen in gecombineerde incongruente categorieën in te delen (spin-positief; vlinder-negatief). Het zevende blok was een testblok voor het incongruent indelen van afbeeldingen en woorden. In dit blok werd elke afbeelding en elk woord twee keer semi-random aangeboden (64 trials). Instructies over de labels in de taak en bijbehorende knoppen op het toetsenbord werden voorafgaand elk blok gegeven.
Uit eerder onderzoek blijkt dat de IAT een redelijke tot goede interne consistentie heeft (Cronbach’s alpha’s en split-half correlaties varieerden van .7 tot .9) en beschikte over een redelijke test-hertest betrouwbaarheid (mediaan, r = .56) (Nosek, Greenwald & Banaji, 2007).
Behavioral Approach Test (BAT)
De BAT werd gebruikt als gedragsmaat voor spinnenangst. Met de BAT werd gemeten in hoeverre een proefpersoon een spin durfde te benaderen. De BAT bestond uit de anticipatie BAT en de BAT zelf.
10 Tijdens de anticipatie BAT werden achtereenvolgend vier foto’s (foto: 16.8 cm hoog x 20.3 cm breed) van spinnen op een computerscherm getoond, elke foto bleef 30 seconden in beeld. Daarna bracht de
proefleider de spin voor de BAT (Holothele Incei, Holothele norte de Santander of Tegenaria Atrica) in een potje binnen en zette het potje op de tafel achter de proefpersoon neer. Proefpersonen werden twee minuten lang aan deze spin blootgesteld. Tijdens de anticipatie BAT werd hartslag en huidgeleiding gemeten. Deze fysiologische reacties werden afgenomen in het kader van een uitgebreider onderzoek en zullen niet in dit onderzoek worden geanalyseerd.
Tijdens de BAT werden proefpersonen gevraagd acht verschillende stappen uit te voeren met betrekking tot het benaderen van een spin (Holothele incei, Holothele norte de Santander of Tegenaria Atrica). De stappen liepen op in moeilijkheidsgraad (De Jong & Keijsers, 2004). De eerste stap was: ‘Loop zo dicht mogelijk naar de spin toe en ga zitten op de stoel’, de achtste stap was: ‘Laat de spin over je hand lopen’. Iedere voltooide stap leverde één punt op (range: 0-8). Proefpersonen mochten elke stap weigeren, na weigeren werd de instructie van de stap nog één maal voorgelezen en wanneer proefpersoon weer weigerde werd de taak afgebroken. De proefleider moedigde de proefpersoon niet aan en prees de proefpersoon ook niet. De tijdsduur tussen de instructie van de stap en het voltooien van de stap werd genoteerd. In de BAT leverde iedere voltooide stap één punt op. Hoe lager de score op de BAT, hoe minder stappen werden uitgevoerd en dus hoe hoger de mate van vermijdingsgedrag van spinnen.
Eerder onderzoek toont een hoge test-hertest betrouwbaarheid van 1-week voor de snelheid waarmee de BAT werd uitgevoerd (r = .84; Reinecke, Becker & Rinck, 2010). Daarnaast vertoont de BAT een negatieve correlatie met de FSQ bij niet-angstige personen (r = -.31), en negatieve correlaties met de FSQ voor angstige personen vóór de behandeling (r = -.34) en na de behandeling (r = -.63) (Muris & Merkelbach, 1996).
Complex operation span task (OSPAN)
Verschillen in WGC werden gemeten met de geautomatiseerde versie van de OSPAN (Unsworth, Heitz, Schrock & Engle, 2005). In deze taak kregen proefpersonen een aantal sommen die ze moesten beoordelen op juistheid en letters die ze tijdens het maken van de sommen moesten onthouden. Proefpersonen kregen een som waarin werd vermenigvuldigd of gedeeld en waarin moest worden
11 opgeteld of afgetrokken (bijvoorbeeld: (1*2) + 1 = ?). Nadat de proefpersoon de som had uitgerekend verscheen er een cijfer in het scherm (bijvoorbeeld: 4) en diende de proefpersoon aan te geven of de uitkomst juist of onjuist was. Vervolgens verscheen er voor 1000 ms een letter op het computerscherm (bijvoorbeeld: G) die werd opgevolgd door een nieuwe som. Proefpersonen werden geïnstrueerd om de sommen zo accuraat en snel mogelijk op te lossen en tegelijkertijd de letters die in het scherm verschenen te onthouden. Na een reeks sommen diende de proefpersoon alle letters in de juiste volgorde te zetten. Proefpersonen kregen feedback op zowel het percentage juist berekende sommen als het aantal letters in de juiste volgorde. Daarnaast werden proefpersonen aangemoedigd om minimaal 85 procent van de sommen juist te beantwoorden.
De taak startte met drie oefenblokken waarin achtereenvolgens werd geoefend met het
onthouden van letters, het oplossen van sommen en een combinatie van beiden. In het testblok kregen proefpersonen sets die verschilden in aantal trials (range: 3-7 trials). Elke set-grootte (5 in totaal) werd drie keer aangeboden waarbij de volgorde van de sets random varieerde tussen proefpersonen. Een WGC-index werd berekend door de volledig juist onthouden letter-sets bij elkaar op te tellen (maximale score van 75).
De OSPAN heeft een goede interne consistentie (Cronbach’s alpha = .78), een goede test-hertest betrouwbaarheid (r = . 83) en correleert met andere maten die WGC meten (range: .38-.45)(Unsworth et al., 2005).
Behandeling
De één-sessie graduele exposure behandeling werd uitgevoerd door de psychologen van de UvA PsyPoli. De behandeling werd volgens het protocol van De Jong en Keijsers (2004) gegeven en duurde maximaal drie uur. Tijdens de behandeling werd de proefpersoon blootgesteld aan een zelf uitgekozen spin. De proefpersoon benaderde de spin stapsgewijs onder begeleiding van een psycholoog. De
proefpersoon werd actief betrokken bij de behandeling en werd gevraagd mee te denken over stappen die konden worden uitgevoerd in het benaderen van een spin. De spinnen waar de proefpersonen uit konden kiezen varieerden in soort en grootte. Nadat proefpersonen enigszins op hun gemak waren met de spin werd gevraagd of ze een andere spin wilden uitzoeken om te benaderen. De hoeveelheid spinnen die
12 werden benaderd en de mate van benadering verschilde per proefpersoon. De mate van angstreductie bepaalde het tempo.
2.3 Procedure
Na binnenkomst bij de eerste meting (voormeting of T0) werd een informatiebrochure over het
onderzoek aan de proefpersoon gegeven en werd informed consent gevraagd. Vervolgens werd mondeling een medische screening afgenomen in het kader van de analyse van fysiologische data. De afname van fysiologische data was in het kader van een groter onderzoek en werd niet in dit onderzoek geanalyseerd. Daarna voerde de proefpersoon de Approach Avoidance Task (AAT) en de IAT uit op de computer. Proefleider was bij beide taken in dezelfde ruimte als de proefpersoon aanwezig om mondelinge instructies op de taken te geven. Tijdens de testblokken was de proefleider niet in dezelfde ruimte als de proefpersoon aanwezig. Vervolgens werden de elektroden om de hartslag te meten op het lichaam van de proefpersoon geplakt en werd de apparatuur aangesloten. Eerst werd een baselinemeting van de hartslag gemeten. Tijdens deze meting keek de proefpersoon staand vijf minuten naar een neutrale film (13.1 cm hoog x 19.3 cm breed) (Hannan, 1999). Hierna vulde de proefpersoon een aantal vragenlijsten in: Expliciete Ratings (ER), Affective Control Scale (ACS), FSQ, Depression Anxiety Stress Scale (DASS21). De AAT, ER, ASC en DASS21 werden afgenomen in het kader van een groter onderzoek en zullen hier verder niet
besproken worden.
Na het invullen van de vragenlijsten werd de apparatuur om huidgeleiding te meten aangesloten. Een tweede baseline meting volgde waarbij de proefpersoon zittend naar een neutrale film keek (Hannan, 1999). De anticipatie BAT vond vervolgens plaats. Na de anticipatie BAT werd de meetapparatuur voor huidgeleiding verwijderd en volgde de BAT. Wegens het dood gaan van spinnen en het niet beschikbaar zijn van spinnen van dezelfde soort (Holothele Incei en Holothele de Santander) werd de BAT bij een aantal proefpersonen met een andere spinnensoort afgenomen (Tegenaria Atrica). Hierna werd de
hartslagmeetapparatuur verwijderd en kreeg de proefpersoon vijf minuten pauze. Na de pauze nam de proefpersoon plaats achter de computer en voerde de OSPAN uit. Tot slot vond na deze taak het exitinterview plaats.
13 In Figuur 1 is het design van de huidige studie schematisch weergegeven. De BC en WLBC hadden respectievelijk 2 en 3 metingen na T0. De BC kreeg vier tot vijf dagen na T0 een één-sessie exposure
behandeling, deze werd na twee tot drie dagen gevolgd door een nameting (T1). Deze T1 meting vond
precies één week na T0 plaats en bestond uit dezelfde metingen als op T0 met uitzondering van de ASC,
DASS21 en SPAN. Acht weken na T1 vond de follow-up (T3) plaats. Op T3 werden dezelfde metingen
verricht als tijdens T1. De proefpersonen in de WLBC kregen één extra meting voorafgaand de
behandeling. Één week na T0 vond een tussenmeting (T1) plaats. De metingen die tijdens T1 plaatsvonden
waren de AAT, IAT, ER en FSQ. Drie tot vier dagen na T1 vond de behandeling plaats en twee tot drie
dagen na de behandeling de nameting (T2). T2 was precies één week na T1. Tot slot vond acht weken na T2
de follow-up (T3) plaats.
Aan het einde van het eerste meetmoment ontvingen de deelnemers in de NACC hun
proefpersoonpunten/geld. Proefpersonen in de behandelcondities ontvingen aan het einde van hun laatste meetmoment hun proefpersoonpunten/geld.
14
3. Resultaten
3.1 Databewerking, outliers en uitval
Voor de IAT werd een index-score berekend (D) volgens Greenwald, Nosek en Banaji (2003). Hierbij werden de scores van zowel de oefen- als de testblokken van de compatibele en incompatibele blokken meegenomen (blokken 3, 4, 6 en 7). Daarnaast werden alle reactietijden op alle trials (incorrecte responsen en correcte responsen) meegenomen. Reactietijden groter dan 10000 ms werden omgescoord naar 10000 ms. De IAT-index score werd berekend door het gemiddelde van de compatibele blokken af te trekken van het gemiddelde van de incompatibele blokken gedeeld door de gepoolde standaarddeviatie van de vier blokken. Hoe positiever de score op de IAT-index des te negatiever de automatische evaluatie van spinnen ten opzichte van vlinders.
Aangezien er geen scores 3 standaarddeviaties onder of boven het gemiddelde op de IAT en de OSPAN vielen werden alle data meegenomen in de analyses.
Een aantal proefpersonen voerden de BAT uit met een andere spinnensoort (Tegenaria Atrica). Voor de validiteit van het onderzoek is besloten deze gegevens niet mee te nemen in de analyses. Dit had tot gevolg dat de behandelgroepen verschilden in het aantal proefpersonen op verschillende
meetmomenten. Op T0 zijn op grond hiervan 8 proefpersonen niet meegenomen in de analyses. Dit
resulteerde in een groep van 25 proefpersonen in de NACC (17 vrouwen), 25 proefpersonen in de WLBC (23 vrouwen) en 24 proefpersonen in de BC (22 vrouwen) op T0. Op T1, T2 en T3 werden respectievelijk
3, 1 en 7 proefpersonen niet meegenomen. Verder bleken niet alle gegevens bekend door een
administratieve fout van de onderzoeksleider. Per taak wisselde hierdoor soms het aantal proefpersonen. In Tabel 1 en 2 staan naast de gemiddelden en standaarddeviaties van de verschillende taken ook het aantal proefpersonen weergegeven. In Tabel 1 zijn de gemiddelden en standaarddeviaties voor leeftijd werkgeheugen, impliciete, expliciete en gedragsmetingen per groep op de voormeting weergegeven. In Tabel 2 zijn de gemiddelden en standaarddeviaties voor impliciete, expliciete en gedragsmetingen per groep op de tussen- en nameting en follow-up weergegeven.
15 Tabel 1
Gemiddelden en standaarddeviaties (SD) voor leeftijd en impliciete, expliciete, werkgeheugen en gedragsmetingen ingedeeld naar groep op de voormeting
NACC (N=25) WLBC (N=25) BC (N=24) Leeftijd 22.08 (2.55) 22.35 (3.55) 22.41 (3.78) FSQ 28.44 (7.63) 91.48 (12.14) 90.25 (9.38) IAT 0.69 (0.22) 0.77 (0.26) 0.74 (0.21) BAT 7.32 (1.22) 3.60 (1.83) 4.42 (1.69) OSPAN 40.88 (13.06) 36.88 (15.47) 41.13 (17.20)
Noot. NACC = niet angstige controle conditie; WLBC = wachtlijst behandelconditie; BC = behandelconditie, N = aantal proefpersonen. FSQ = Fear of spiders
Questionnaire; IAT = Implicit Association Task; BAT = Behavioral Approach Task; OSPAN = complex operation span task.
Tabel 2
Gemiddelden, standaarddeviaties (SD) en aantal proefpersonen (N) voor impliciete, expliciete en gedragsmetingen ingedeeld naar groep op de tussenmeting, nameting en follow up
Tussenmeting Nameting Follow-up
WLBC (T1) N WLBC (T2) N BC (T1) N WLBC (T3) N BC (T3) N
FSQ 91.76 (14.43) 25 61.64 (20.10) 22 57.57 (19.03) 23 60.72 (21.38) 18 56.48 (21.91) 23
IAT 0.82 (0.20) 24 0.68 (0.22) 22 0.70 (0.21) 23 0.79 (0.18) 15 0.65 (0.20) 20
BAT 6.45 (1.68) 22 6.59 (1.50) 22 6.61 (1.69) 18 6.22 (2.30) 23
Noot. WLBC = wachtlijst behandelconditie; BC = behandelconditie. FSQ = Fear of spiders Questionnaire; IAT = Implicit Association Task; BAT = Behavioral
Approach Task
3.2 Analyses
De analyses zijn op te delen in: cross-sectionele analyses, validatie analyses, longitudinale analyses en regressie analyses. In het cross-sectionele deel werd gecontroleerd of de drie condities niet van elkaar verschilden wat betreft leeftijd en geslacht. Daarnaast werd gecontroleerd of de controle conditie verschilde van de behandelcondities wat betreft impliciete, expliciete en gedragsmetingen. Tot slot werd gecontroleerd of beide behandelcondities onderling niet verschilden wat betreft impliciete, expliciete en gedragsmetingen. In het validatie gedeelte werd gecontroleerd voor test-hertesteffecten op de FSQ en de IAT. Hierin werd gekeken of mogelijke veranderingen in FSQ- en IAT-scores door behandeling niet het gevolg zijn van het enkel twee keer afnemen van een test. In het longitudinale gedeelte werd gekeken naar het lange termijn effect van een één-sessie exposure behandeling op de BAT, FSQ en IAT. Tot slot werd
16 met een regressie analyse gekeken of residuele impliciete associaties voorspellers zijn voor ROF en of WGC deze modereert. Alle analyses zijn getoetst met een alfa van .05.
3.2.1 Cross-sectionele analyses
Wegens het schenden van de assumpties van de chi-kwadraattoets werd een Fisher’s exact test uitgevoerd om te bepalen of de condities verschilden in geslacht. Tegen verwachting in verschilden de drie condities wat betreft geslacht (p = .04). Proefpersonen in de NACC bestonden voor 68% uit vrouwen, in de WLBC 92 % en in de BC 91.7 %.
Voor de IAT en OSPAN werd met een één-weg analyses of variance (ANOVA) getoetst welke condities van elkaar verschilden op T0. Tegen verwachting in verschilden de condities op de scores op de
IAT niet van elkaar, F(2,71) = 0.80, p = .46. Wel week het algemeen gemiddelde af van 0, t(73) = 27.02, p < .001. Dat wil zeggen er werd in het algemeen een negatieve associatie met spinnen ten opzichte van vlinders gevonden bij alle proefpersonen. De proefpersonen in de drie condities verschilden zoals verwacht niet van elkaar op de OSPAN, F(2, 71) = 0.60, p = .55.
De assumptie van normaliteit was bij de scores op leeftijd en de BAT geschonden. Daarnaast was de assumptie van homogene variantie bij de FSQ geschonden. Voor deze gegevens werd daarom non-parametrisch (Kruskal-Wallis) getoetst of de condities van elkaar verschilden op T0. Indien de condities
verschilden van elkaar werd post hoc met een Mann-Whitney test getoetst welke condities precies van elkaar verschilden op T0. Een Bonferroni correctie werd hierbij toegepast waardoor een significatieniveau
van .0167 werd gehanteerd. Zoals verwacht verschilden de drie condities niet van elkaar wat betreft leeftijd, H(2) = 2.39, p = .30. Condities verschilden zoals verwacht wel in scores op de BAT en de FSQ; BAT, [H(2) = 40.44, p < .001], FSQ, [H(2) = 49.13, p < .001]. Proefpersonen in de BC en WLBC
scoorden lager op de BAT dan proefpersonen in de NACC; BC, [U = 47.00, Z = -5. 23, p < .001], WLBC, [U = 31.00, Z = -5.63, p < .001]. Proefpersonen in de BC en WLBC scoorden hoger op de FSQ dan proefpersonen in de NACC; BC, [U = 0.00 Z = -6. 00, p < .001], WLBC, [U = 0.00 Z = -6.07, p < .001]. De scores tussen proefpersonen in de WLBC en in de BC weken niet van elkaar af; BAT, [U = 224.00, Z = -1.58, p = .11], FSQ, [U = 279.50, Z = -0.41, p = .69]. Dus proefpersonen in de behandelcondities (BC/WLBC) vertoonden minder toenaderingsgedrag (meer vermijdingsgedrag) naar spinnen toe dan
17 proefpersonen in de NACC en meer zelf-gerapporteerde spinnenangst dan proefpersonen in de NACC, terwijl proefpersonen in de BC en WLBC onderling niet van elkaar verschilden.
Tevens werd er gekeken naar de correlaties tussen de verschillende meetinstrumenten (zie Tabel 3). Een hoge mate van zelf-gerapporteerde spinnenangst (FSQ) hing negatief samen met toenaderingsgedrag naar spinnen (BAT). Dus hoe hoger de mate van zelf-gerapporteerde spinnenangst hoe meer vermijdingsgedrag naar spinnen toe werd vertoond. De automatische evaluatie van spinnen (IAT) hing niet samen met zelf-gerapporteerde spinnenangst (FSQ) of vermijdingsgedrag (BAT). De mate van werkgeheugencapaciteit (OSPAN) hing niet samen met de mate van zelf-gerapporteerde spinnenangst (FSQ), de automatische evaluatie van spinnen (IAT) of vermijdingsgedrag naar spinnen toe (BAT).
Tabel 3
Spearman’s correlaties op T0 tussen de FSQ, IAT, OSPAN en BAT
FSQ IAT OSPAN BAT
FSQ - 0.12 -0.01 -0.76*
IAT - 0.04 -0.04
OSPAN - -0.08
BAT -
Noot. FSQ = Fear of spiders Questionnaire; IAT = Implicit Association Task; BAT = Behavioral Approach Task; OSPAN = complex operation span task., * =
significante correlatie met p < .001
3.2.3 Validatie analyses
Met twee mixed ANOVA’s, Conditie (WLBC vs. BC) x Meetmoment (T0 en T1), werd gekeken of
mogelijke behandeleffecten op de scores op de FSQ en de IAT te wijten zijn aan test-hertesteffecten (hypothese 1). Hierbij betrof T1 de tussenmeting voor de WLBC en de nameting voor de BC. In deze
analyses was conditie de between-subject variabele en meetmoment de within-subject variabele.
De ANOVA voor FSQ-scores toonde een hoofdeffect voor meetmoment, F(1, 46) = 76.38, p < .001. De FSQ-scores op T1 waren lager dan op T0. Ook bleek er een hoofdeffect voor conditie, F(1, 46) =
23.49, p < .001. Dat wil zeggen de scores in de BC waren lager dan in de WLBC. Daarnaast was er een interactie-effect tussen meetmoment en conditie, F(1, 46) = 79.05, p < .001. In de BC bleken de scores op de FSQ afgenomen ten opzichte van de WLBC (zie Figuur 2). Gepaarde t-toetsen lieten zien dat de FSQ
18 scores in de WLBC op T0 en T1 niet veranderden, t(24) = -0.16, p = .87, terwijl de scores op de FSQ in de
BC op T1 afgenomen waren ten opzichte van T0, t(22) = 9.64, p < .001. De resultaten toonden aan dat
veranderingen in scores op de FSQ niet te wijten zijn aan enkel het twee keer afnemen van een test.
Figuur 2. Gemiddelde FSQ-score op T0 en T1 voor de WLBC en BC
Uit de analyses voor de IAT-scores bleek geen hoofdeffect voor meetmoment, F(1, 45) = 0.11, p = .74 en conditie F(1, 45) = 1.83, p = .18. Tevens bleek er ook geen interactie effect voor meetmoment x conditie, F(1, 45) = 2.20, p = .15 (zie Figuur 3). De IAT lijkt niet gevoelig voor leereffecten en tevens lijkt de IAT niet gevoelig voor verandering door behandeling.
Figuur 3. Gemiddelde IAT-score op T0 en T1 voor de WLBC en BC
3.4 Longitudinale analyses
Om te onderzoeken wat de lange termijneffecten tussen de voormeting, nameting en follow-up waren op de BAT, FSQ en IAT werden drie repeated measures ANOVA’s uitgevoerd met de scores op de
0 20 40 60 80 100 T0 T1 FSQ -s core WLBC BC 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1,0 T0 T1 IAT -s core WLBC BC
19 voormeting, nameting en follow-up als within-subject variabele (hypothese 2). In deze analyses zijn voor de nameting in de BC de scores op T1 en voor de WLBC de scores op T2 gebruikt (zie Tabel 2 en Figuur 1).
Voor de FSQ werd een hoofdeffect gevonden voor meetmoment, F(2, 66) = 47, p < .001. Dat wil zeggen dat de FSQ-scores veranderden over de meetmomenten. Contrasten gaven een afname in FSQ-scores op de nameting in vergelijking met de voormeting weer, F(1, 33) = 84. 24, p < .001. Er werd geen verschil in score tussen de nameting en follow-up gevonden, F(1, 33) = 0.50, p = .49 (zie Figuur 4a). Voor de BAT werd ook een hoofdeffect voor meetmoment gevonden, F(2, 68) = 34, 16, p < .001. Contrasten gaven een toename in BAT-scores op de nameting in vergelijking met de voormeting weer, F(1, 34) = 60.31, p < .001. Er werd geen verschil in score tussen de nameting en follow-up gevonden, F(1, 34), 0.65, p = .43 (zie Figuur 4b). Er werd geen hoofdeffect voor meetmoment gevonden op de IAT, F(2, 56) = 0.54, p = .58, (zie Figuur 4c). Dat wil zeggen de IAT-scores veranderden niet over de
meetmomenten.
Één-sessie exposure behandeling zorgde voor een afname in vermijdingsgedrag en
zelf-gerapporteerde spinnenangst, welke behouden bleven tot aan follow-up maar niet voor een verandering in impliciete spinnen associaties.
(a) (b)
(c)
Figuur 4. Gemiddelde FSQ-, BAT- en IAT-scores op de voormeting, nameting en follow-up 0,5
0,6 0,7 0,8 0,91
voormeting nameting follow-up
IAT -s core 0 2 4 6 8
voormeting nameting follow-up
BAT -s core 40 50 60 70 80 90 100
voormeting nameting follow-up
FSQ
-s
20 3.5 Regressie analyses
Om te toetsen of residuele impliciete associaties voor spinnen na behandeling voorspellend waren voor de veranderingen in vermijdingsgedrag (BAT) tussen de nameting op follow-up (= ROF) en of WGC deze modereerde werd een regressiemodel opgesteld (hypothese 3). Als voorspellers werden de scores op de FSQ en IAT op de nameting, WGC op de voormeting en een interactie tussen de IAT op de nameting en WGC meegenomen. Voor het verminderen van multicollineariteit en het verkrijgen van correcte bèta gewichten werden de variabelen z–gestandaardiseerd (Aiken & West, 1991).
Het model met alle voorspellers bleek niet significant, F(4,33) = 0.55, p = .70. In Tabel 4 zijn de resultaten van de regressieanalyse weergegeven. Zowel de residuele FSQ- als de residuele IAT-scores op de nameting voorspelden geen ROF. Ook werd er geen bewijs gevonden dat WGC interacteert met residuele impliciete IAT-scores op de nameting in de predictie van ROF.
Tabel 4
B coëfficiënten met standaard errors (SE) en gestandaardiseerde β coëfficiënten voor z-getransformeerde variabelen in regressie analyse
Afhankelijke variabele Voorspeller B (SE) β
ROF FSQ .08 (.31) .05 IAT -.24 (.30) -.15 WGC -.42 (.30) -.26 IAT x WGC -.09 (.35) -.05 Noot. R2 = .07 4. Discussie
In deze studie werd het effect van één-sessie exposure behandeling voor spinnenangst op negatieve impliciete associaties voor spinnen onderzocht. Daarnaast werd gekeken of residuele impliciete associaties na exposure ROF voorspellen en of WGC de voorspellende waarde van impliciete associaties voor ROF modereert.
Impliciete associaties voor spinnen waren niet gevoelig voor verandering door leereffecten. Tevens waren impliciete associaties voor spinnen ook niet gevoelig voor verandering door één-sessie
21 exposure behandeling. Opvallend was dat voorafgaand de behandeling geen verschillen waren tussen de condities wat betreft de mate van impliciete negatieve associaties voor spinnen. Wel werd er een algemene negatieve associatie voor spinnen voorafgaand de behandeling in alle condities gevonden. Deze algemene negatieve associatie voor spinnen bleef stabiel tot aan de follow-up. Expliciete attitudes voor spinnen waren ook niet gevoelig voor verandering door het enkel twee keer afnemen van een test. Expliciete attitudes en vermijdingsgedrag namen af na behandeling en bleven stabiel tot aan de follow-up. Er werd niet gevonden dat de residuele impliciete associaties voorspellend zijn voor een terugkeer van vermijdingsgedrag (ROF) en of dat deze gemodereerd worden door WGC. Het lijkt erop dat een afname in negatieve impliciete associaties niet noodzakelijk is voor een vermindering in vermijdingsgedrag.
Het huidige onderzoek toonde aan dat één-sessie exposure behandeling niet voldoende is om negatieve automatische associaties voor spinnen te veranderen. Dit resultaat is in lijn met de twee onderzoeken van Huijding en de Jong (2007, 2009). Echter toonde Vasey et al. (2012) aan dat negatieve impliciete associaties wel kunnen veranderen met één-sessie exposure behandeling. In Vasey et al. (2012) ontbrak een controle conditie waardoor het niet uit te sluiten is of de gevonden effecten zijn veroorzaakt door de behandeling of door simpel het verstrijken van tijd. Andere studies die wel een vermindering in negatieve automatische associaties hebben aangetoond, terwijl ze controleerden voor tijdseffecten, hadden een langer durende behandeling in hun experimentele opzet (variërend van 4 tot 12 sessies CGT of CT) (Clerkin et al., 2008; Gamer et al., 2008; Reinecke et al., 2012; Reinecke et al., 2013; Schreiber et al., 2016). Mogelijk is een langer durende therapie noodzakelijk voor de vorming van nieuwe associaties.
Het gebrek aan verandering in impliciete associaties door één-sessie exposure behandeling is mogelijk te wijten aan de validiteit van de IAT. In het huidige onderzoek liet de IAT een algemene negatieve associatie voor spinnen bij zowel hoog als laag spinangstigen zien. De IAT wist echter geen onderscheid te maken tussen hoog en laag spinangstigen. Deze bevinding was opvallend gezien eerdere studies toonden dat impliciete metingen zoals de IAT goed onderscheid kunnen maken tussen
proefpersonen met een hoge mate van spinangst en proefpersonen met een lage mate van spinangst (Ellwart, Rinck & Becker, 2006; Huijding & de Jong, 2007; Huijding & de Jong, 2009; Rinck & Becker, 2007; Teachman & Woody, 2003). Een mogelijke verklaring voor het ontbreken van een onderscheid is dat de attributielabels van de huidige IAT (in het huidige onderzoek: positief en negatief) ambigu waren
22 (Han, Czellar, Olson & Fasio, 2010). Hierdoor is het mogelijk dat proefpersonen de context van de labels onderling wisselend hebben geïnterpreteerd. Zo kan het woord ‘negatief’ worden geïnterpreteerd in de context van hoe de samenleving er naar kijkt maar ook in de context van eigen opvattingen. Hierdoor is het niet duidelijk of de IAT-scores een weergave zijn van de persoonlijke associaties van een
proefpersoon, een weergave van de opvattingen van de omgeving of een combinatie van beiden. Ook kan de IAT hierdoor geen verandering aangeven terwijl er wel degelijk sprake was van een persoonlijke attitude wijziging. Een persoonlijke IAT (PIAT) kan dit probleem verhelpen (Olson & Fazio, 2004). Hierbij worden de attributiecategorieën persoonlijker gemaakt. Bijvoorbeeld in plaats van de labels ‘positief’ en ‘negatief’, de labels ‘vind ik positief’ en ‘vind ik negatief’. De PIAT is gevoeliger voor verandering in associatie dan de IAT omdat deze persoonlijker is (Han et al., 2010).
Een andere mogelijke verklaring voor het ontbreken van een onderscheid is dat de labels te algemeen zijn. Teachman en Woody (2003) gebruikten in hun onderzoek verschillende specifieke attributie labels. Zo gebruikten ze de paren: ‘angstig’ en ‘niet angstig’, ‘goed’ en ‘slecht’, ‘gevaarlijk’ en ‘veilig’ en ‘walging’ en ‘aantrekkelijk’. Alleen de paren ‘angstig’ en ‘niet angstig’ en ‘goed’ en ‘slecht’ correleerde met de zelfbeoordelingsvragenlijst over spinnenangst voorafgaand de behandeling. Mogelijk zijn de labels ‘positief’ en ‘negatief’ niet concreet genoeg en zijn labels zoals ‘angstig’ en ‘niet angstig’ duidelijker. Wanneer gebruik wordt gemaakt van een PIAT zouden nog specifiekere en persoonlijkere labels kunnen zijn: ‘maakt mij bang’ en ‘stelt mij gerust’.
In het huidige onderzoek was er sprake van een sterke afname in vermijdingsgedrag na
behandeling. Deze afname was stabiel tot aan follow-up. Dit betekent dat er sprake was van weinig spreiding in ROF in vermijdingsgedrag. Hierdoor is het verklaarbaar waarom er geen effect is gevonden in het voorspellen van angstgedrag na behandeling. Door het ontbreken van terugval valt niet te zeggen of residuele impliciete associaties en/of interindividuele verschillen in WGC daadwerkelijk geen rol spelen in het voorspellen van terugkeer van angstgedrag na behandeling.
Voor toekomstig onderzoek is het noodzakelijk dat er sprake is van ROF om een antwoord te krijgen op de vraag of WGC een rol speelt in het voorspellen van terugkeer van angstgedrag na behandeling. De afwezigheid van ROF in het huidige onderzoek kan verschillende oorzaken hebben. Allereerst: de procedure van de BAT. ROF werd gemeten in een zeer gecontroleerde setting. De BAT
23 bestond uit een graduele opbouw in toenaderingsgedrag waardoor het mogelijk is dat proefpersonen meer stappen in het benaderen van een spin durfde te zetten dan wanneer ze plotseling zonder aankondiging een spin in de kamer zouden waarnemen en gevraagd werd deze te benaderen. Tevens is het mogelijk dat de proefleider tijdens de BAT als context cue fungeerde waardoor proefpersonen zich in deze situatie veilig voelde om de spin te benaderen terwijl de angst voor spinnen in situaties waarin de proefleider niet aanwezig was nog steeds hoog was. Ook kregen proefpersonen na de één-sessie exposure behandeling de instructie om thuis te oefenen met het benaderen van een spin. Tijdens de nameting en follow-up werd niet nagevraagd of proefpersonen thuis hadden geoefend. Mogelijk waren proefpersonen gemotiveerd en hebben ze thuis in andere contexten geoefend waardoor er veel disconfirmatieve informatie werd opgedaan in het benaderen van spinnen wat doorslaggevend is in een succesvolle behandeling (Rijkeboer & Van den Hout, 2014). Daarnaast is in het huidige onderzoek ROF bepaald aan de hand van het verschil in vermijdingsgedrag tussen nameting en follow-up. Angst bestaat uit verschillende componenten; zowel gedragsmatig, fysiologisch en cognitief (Lang, 1994). Naast vermijdingsgedrag is het in vervolg onderzoek ook goed om te kijken naar fysiologische componenten als hartslag en huidgeleiding en cognitieve componenten zoals zelfrapportage. In het onderzoek van Vasey et al. (2012) voorspelden residuele impliciete associaties na behandeling onder andere het verschil in hartslag en zelf-gerapporteerde angst tussen de nameting en follow-up. Tot slot kan een langere tijd tussen nameting en follow-up zorgen voor meer ROF.
Uit dit onderzoek komt naar voren dat één-sessie exposure ingrijpt op expliciete maten en niet op impliciete associaties. Het lijkt erop dat in deze studie één-sessie exposure behandeling ingegrepen heeft op de gecontroleerde processen van het reflectieve systeem en niet op de automatische associaties van het impulsieve systeem.
Literatuurlijst
Aiken, L. S., & West, S. G. (1991). Multiple regression: Testing and interpreting interactions. Thousands Oaks, CA: Sage.
Barrett, L. F., Tugade, M. M., & Engle, R. W. (2004). Individual differences in working memory capacity and dual-process theories of the mind. Psychological Bulletin, 130, 553-573. Clerkin, E. M., Fisher, C. R., Sherman, J. W., & Teachman, B. A. (2014). Applying the quadruple
process model to evaluate change in implicit attitudinal responses during therapy for panic disorder. Behaviour Research and Therapy, 52, 17-25.
24 CO: Westview Press.
Craske, M. G., & Mystkowski, J. (2006). Exposure therapy and extinction: clinical studies. In M. G. Craske, D. Hermans, & D. Vansteenwegen (Eds.), Fear and learning: From basic processes to clinical implications (pp. 217-233). Washington, DC: Americal Psychological Association. De Jong, P. J., & Keijsers, G. P. J. (2004). Protocollaire behandeling van patiënten met een
specifieke fobie: Eén-sessie exposure in vivo. Protocollaire behandelingen in de ambulante geestelijke gezondheidszorg. Deel 2, 64-95.
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.
Gamer, J., Schmukle, S. C., Luka-Krausgrill, U., & Egloff, B. (2008). Examining the dynamics of the implicit and explicit self-concept in social anxiety: Changes in the implicit association test-anxiety and the social phobia test-anxiety inventory following treatment. Journal of Personality Assessment, 90, 476-480.
Gawronski, B., & Bodenhausen, G. V. (2006). Associative and propositional processes in
evaluation: An integrative review of implicit and explicit attitude change. Psychological Bulletin, 132, 692-731.
Gawronski, B., LeBel, E. P., & Peters, K. R. (2007). What do implicit measures tell us?
Scrutinizing the validity of three common assumptions. Perspectives on Psychological Science, 2, 181-193.
Greenwald, A. G., McGhee, D. E., & Schwartz, J. L. K. (1998). Measuring individual differences in implicit cognition: the implicit association test. Journal of Personality and Social Psychology, 6, 1464-1480.
Greenwald, A. G., Nosek, B. A., Banaji, M. R. (2003). Understanding and using implicit association test: I. An Improved scoring algorithm. Journal of Personality and Social Psychology, 85, 197-216.
Grenard, J. L., Ames, S. L., Wiers, R. W., Thush, C., Sussman, S., & Stacy, A. W. (2008). Working memory-capacity moderates the predictive effects of drug-related associations on substance use. Psychology of Addicitve Behaviors, 22, 426-432.
Han, H. A., Czellar, S., Olson, M. A., & Fazio, R. H. (2010). Malleability of attitudes or malleability of the IAT? Journal of Experimental Social Psychology, 46, 286-298.
Hannan, D. Producer (1999). Coral sea dreaming. [Motion Picture]. Mountain Lakes, NJ: Mill Reef Entertainment/DVD International.
Houben, K., Wiers, R. W., & Jansen, A. (2011). Getting a grip on drinking behavior: training working memory to reduce alcohol abuse. Psychological Science, 22, 968-975.
Hofmann, W., Friese, M., & Strack, F. (2009). Impulse and self-control from dual-systems perspective. Perspective on Psychological Science, 4, 162-176.
Hofmann, W., Gschwendner, T., Friese, M., Wiers, R. W., & Schmitt, M. (2008). Working
memory capacity and self-regulatory behavior: Toward an individual differences perspective on behavior determination by automatic versus controlled processes. Journal of Personality and Social Psychology, 95, 962-977.
Huijding, J., & de Jong, P. J. (2007). Beyond fear and disgust: the role of (automatic)
contamination-related associations in spider phobia. Journal of Behavioral Therapy, 38, 200-211. Huijding, J., & de Jong, P. J. (2009). Implicit and explicit attitudes towards spiders: Sensitivity to
treatment and predictive value for generalization of treatments effects. Cognitive Therapy and Research, 33, 211-220
Lang, P. J. (1994). The motivational organization of emotion: Affect-reflex connections. In S. H. M. Van Goozen, N. E. van de Pell, & J. A. Sergeant (Eds.), Emotions: Essays on emotion theory (pp. 61-93). Hillsdale, NJ: Erlbaum.
Mineka, S., Mystowski, J. L., Hladek, D., & Rodriguez, B. I. (1999). The effects of changing
contexts on return of fear following exposure therapy for spider fear. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 67, 599-604.
Muris, P., & Merkelbach, H. (1996). A comparison of two spider fear questionnaires. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 27, 241-244.
Mystkowski, J. L., Craske, M. G., & Echiverri, A. M. (2002). Treatment context and return of fear in spider phobia. Behavior Therapy, 33, 399-416.
25 A methodological and conceptual review. In J. A. Bargh (Ed.), Automatic processes in social thinking and behavior (pp. 265-292). New York: Psychology Press.
Olson, M. A., & Fazio, R. H. (2004). Reducing the influence of extrapersonal associations on the Implicit Association Test: Personalizing the IAT. Journal of Personality and Social Psychology, 86, 653-667. Öst, L.-G. (1997). Rapid treatment of specific phobias. In G. C. L. Davey (Ed.), Phobias: A
handbook of theory, research, and treatment. Chichester: Wiley.
Ouimet, A. J., Gawronski, B., & Dozois, D. J. A. (2009). Cognitive vulnerability to anxiety: A review and an integrative model. Clinical Psychology Review, 29, 459-470.
Rachman, S. J. (1989). The return of fear: Review and prospect. Clinical Psychology Review, 9, 147- 168.
Reinecke, A., Becker, E. S., & Rinck, M. (2010). Test-retest reliability and validity of three indirect tests assessing implicit threat associations and behavioural response tendencies. Journal of Psychology, 218, 4-11.
Reinecke, A., Rinck, M., Becker, E. S., & Hoyer, J. (2013). Cognitive-behavior therapy resolves
implicit fear associations in generalized anxiety disorder. Behaviour Research and Therapy, 51, 15-23. Reinecke, A., Soltau, C., Hoyer, J., Becker, E. S., & Rinck, M. (2012). Treatment sensitivity of
implicit threat evaluation, avoidance tendency and visual working memory bias is specific phobia. Journal of Anxiety Disorders, 26, 321-328.
Rijkeboer, M. M., & Van den Hout, M. A. (2014). Nieuwe inzichten over exposure. Gedragstherapie, 47, 2-19.
Salemink, E., & Wiers, R. W. (2012). Adolescent threat-related interpretive bias and its modification: The moderation role of regulatory control. Behaviour Research and Therapy, 50, 40-46.
Salkovskis, P. M., & Mills, I. (1994). Induced mood, phobic responding and the return of fear. Behavior Research and Therapy, 32, 439-445.
Schreiber, F., Witthöft, M., Neng, J. M. B., & Weck, F. (2016). Changes in negative implicit
evaluations in patients of hypochondriasis after treatment with cognitive therapy or exposure therapy. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 50, 139-146.
Shafran, R., Booth, R. (1993). The reduction of claustrophobia: II: Cognitive analyses. Behavior Research and Therapy, 31, 75-85.
Smith, E. R., & DeCoster, J. (2000). Dual-process models in social and cognitive psychology: Conceptual integration and links to underlying memory systems. Personality and Social Psychology Review, 4, 108-131.
Strack, F., & Deutsch, R. (2004). Reflective and impulsive determinants of social behavior. Personality and Social Psychology Review, 8, 220-247.
Szymanski, J., & O’Donohue, W. (1995). Fear of spiders questionnaire. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 26, 31-34.
Teachman, B. A., Smith-Janik, S. B., & Marker, C. D. (2008). Automatic associations and panic disorder: Trajectories of change over the course of treatment. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 76, 988-1002.
Teachman, B. A., & Woody, S. R. (2003). Automatic processing in spider phobia: implicit fear associations over the course of treatment. Journal of Abnormal Psychology, 112, 100-109. Unsworth, N., Heitz, R. P., Schrock, J. C., & Engle, R. W. (2005). An automated version of the
operation span task. Behavior Research Methods, 37, 498-505.
Vasey, M. W., Harbaugh, C. N., Buffington, A. G., Jones., C. R., & Fazio, R. H. (2012). Predicting return of fear following exposure therapy with an implicit measure of attitudes. Behavioral Research and Therapy, 50, 767-774.
