Cognitieve Schema's als Voorspeller voor Paranoïde Ideevorming
Julia ten Holt
Universiteit van Amsterdam Studentnummer: 10338128
Begeleider: mw. dr. L.L.N.J. Boyette
Aantal woorden: 5066 (inclusief verwijzingen in de lopende tekst en tabellen) Aantal woorden abstract: 300
Abstract
Paranoïde ideevorming is een veel voorkomend symptoom, zowel bij verscheidene psychische stoornissen als in de algemene bevolking. Uit eerdere onderzoeken is al gebleken dat de mate paranoïde ideevorming samenhangt met de mate van zelfvertrouwen. In de literatuur zijn 3 modellen te vinden over de ontstaansgrond van paranoia waarbij zelfbeeld een rol speelt. Het eerste model is van Garety en collega's en gaat er van uit dat paranoia veroorzaakt wordt door meerdere factoren, waar zelfbeeld er 1 van is. Het tweede model is meer psychodynamisch en stelt dat paranoia een bescherming is tegen een negatief zelfbeeld. Volgens deze theorie wordt er geen verband gevonden tussen paranoia en zelfbeeld wanneer je deelnemers hier expliciet naar vraagt. Tenslotte de laatste theorie, van Chadwick en Trower, die stellen dat er twee soorten paranoia te onderscheiden zijn. Deze soorten hangen beiden samen met een negatief ander-beeld maar verschillen wat betreft hun zelfbeeld. In het huidige onderzoek werd er gekeken welke schema's de beste voorspellers waren voor de mate ven paranoia en werd er gekeken of er bewijs was voor het onderscheid in paranoia, conform de theorie van Chadwick en Trower. De deelnemers (n=255) vulden online twee vragenlijsten in om de mate van paranoïde ideevorming en cognitieve schema's te bepalen. Uit de
resultaten kwam naar voren dat het negatieve zelfschema, het negatieve ander-schema en het positieve ander-schema significante voorspellers waren voor de mate van paranoïde
ideevorming. Verder bleek uit dit onderzoek geen bewijs naar voren te komen voor het onderscheid in soorten paranoïde ideevorming. Hieruit kan geconcludeerd worden dat de resultaten het beste aansluiten bij het multifactoriële model van Garety. Over de andere theorieën kunnen geen harde uitspraken worden gedaan. Dit betekend voor de praktijk dat er bij de behandeling van paranoia naast aandacht voor het zelfbeeld, er ook aandacht voor het ander-beeld zou moeten zijn.
Inhoudsopgaven
1. Cognitieve Schema's als Voorspeller voor Paranoïde Ideevorming p. 4
2. Methoden 2.1 Deelnemers 2.2 Materialen 2.3 Procedure 2.2 Analyses p. 9 p. 9 p. 11 p. 12 3. Resultaten 3.1 Steekproef beschrijving
3.2 Schema's als Voorspeller voor Paranoïde Ideevorming 3.3 Clusteranalyse
3.4 Interactie Effecten tussen Combinaties van Schema's
p. 13 p. 15 p. 17 p. 18 4. Discussie p. 21 5. Literatuurlijst p. 23
Cognitieve Schema's als Voorspeller voor Paranoïde Ideevorming
Paranoïde ideeën zijn de gedachten dat andere mensen je opzettelijk schade toebrengen of dit zullen gaan doen in de toekomst (Freeman & Garety, 2000). Paranoïde ideevorming kan een kenmerk zijn van verscheidene soorten psychische problemen; onder andere de paranoïde persoonlijkheidsstoornis (DSM-IV, American Psychiatric Association, 2000), schizofrenie (Sartorius et al., 1986), stemmingsstoornissen (Johnson et al., 1991; Frangos et al., 1983; Goodwin & Jamison, 1990; Van Os et al., 1999), angststoornissen (Van Os et al., 1999) waaronder de posttraumatische stressstoornis (Butler et al., 1996; Hamner et al., 1999), en van verscheidene neurologische aandoeningen, zoals epilepsie (Trimble, 1992), alzheimer en dementie (Rubin et al., 1988; Flint, 1991). Uit een meta-analyse van Freeman (2006) komt echter naar voren dat paranoïde ideeën niet alleen voorkomen in klinische populaties. In de algemene bevolking heeft namelijk 10 tot 15% wel eens last van milde paranoïde ideevorming, zoals de gedachten dat vrienden over je roddelen. Daarnaast heeft 5 tot 6% wel eens last van matige paranoïde ideevorming, bijvoorbeeld het idee dat je collega's je expres tegenwerken. Bij deze groep is er echter wel nog ruimte voor twijfel en is er geen sprake van een waan. Tenslotte heeft 1 tot 3% van de bevolking wel eens last van paranoïde wanen, zoals de overtuiging dat men afgeluisterd of achtervolgd wordt.
Er zijn sterke aanwijzingen dat de milde en matige vormen van paranoia dezelfde risico factoren kennen als de ernstige vormen (Freeman, 2006). Deze bevindingen sluiten aan bij het idee dat paranoia zich op een continuüm bevindt (Chapman & Chapman, 1980). Wanneer men er vanuit gaat dat paranoïde ideevorming zich inderdaad op een continuüm
bevindt, kan men ook aannemen dat het onderzoeken van ontstaansmechanismen van paranoïde beeldvorming in de niet-klinische populatie kan helpen om een beter beeld te krijgen van ontstaansmechanismen in de klinische populatie. Bovendien zijn er voordelen om de niet-klinische populatie te onderzoeken, allereerst omdat deze groep veel groter is en ten tweede omdat er minder invloed is van ziekte gerelateerde factoren, zoals bijvoorbeeld medicijngebruik van de deelnemers.
Een van de variabelen die in onderzoek naar ontstaansmechanismen van paranoïde ideevorming herhaaldelijk naar voren komt is zelfbeeld. Uit onderzoek blijkt dat paranoïde ideevorming samenhangt met een lagere mate van zelfvertrouwen (Warman & Lysaker, 2011) en dat weinig zelfvertrouwen zelfs een voorspeller is voor het ontstaan van een eerste
psychotische episode (Krabbendam et al., 2002). Zelfvertrouwen blijkt echter sterk stemmingsafhankelijk en is daardoor minder stabiel over de tijd (Thewissen et al., 2008). Globaal zelfbeeld, gemeten aan de hand van zogeheten schema's, blijkt hier minder gevoelig voor te zijn (Fowler et al., 2006). Schema's zijn cognitieve representaties van verzamelde kennis over een bepaald onderwerp. Zelfschema's omvatten dus alle gedachten over jezelf, zoals bijvoorbeeld het idee een oprecht persoon te zijn. Onderzoek van Kesting en Lincoln (2013) laat zien dat er een verband is tussen paranoïde ideevorming en negatieve
zelfschema's. Naast een zelfbeeld, hebben mensen ook een ander-beeld, bestaande uit hun positieve en negatieve ander-schema's. Fowler en collega’s (2006) deden onderzoek naar zelf- en ander-schema’s en paranoïde ideevorming bij studenten en mensen die recentelijk een psychose hadden gehad. Uit hun onderzoek kwam naar voren dat negatieve ander-schema’s, positieve ander-ander-schema’s, angst en negatieve zelfschema’s significante voorspellers waren voor paranoïde ideevorming, bij zowel de klinische als de studenten populatie. Verder bleek dat de deelnemers in de klinische populatie hoger scoorden op de
negatieve schema’s (zelf en ander) maar dat zij ongeveer gelijk scoorden op positieve schema’s (zelf en ander) en zelfvertrouwen.
Er zijn 3 theoretische modellen over de ontstaansgrond van paranoïde ideevorming, waarbij zelfbeeld een rol speelt. De eerste die besproken wordt betreft het multifactoriële model van Garety et al. (1991; Garety & Hemsley, 1994). Volgens dit model is het onwaarschijnlijk dat paranoïde ideeën één oorzaak hebben. Wel zijn er een aantal gemeenschappelijke factoren die bijdragen aan het ontstaan en behouden van paranoïde
ideeën. Deze factoren betreffen, affect, zelfvertrouwen, motivatie en biases in perceptie. Er zijn diverse onderzoeken die aansluiten bij het model van Garety.
Smith en collega’s (2006) deden onderzoek naar al de factoren uit het model van Garety en de link met psychose binnen een klinische populatie. Uit dit onderzoek kwam naar voren dat negatieve zelfschema's als enige variabele onafhankelijk samenhing met paranoïde ideevorming. Er werd wel een verband gevonden tussen zelfvertrouwen en paranoïde
ideevorming, alleen niet onafhankelijk van negatieve zelfschema's en depressie. Tussen negatieve ander-schema's en paranoïde ideevorming werd geen significante samenhang gevonden. Deze resultaten sluiten aan bij het multifactoriële model en benadrukken nogmaals het belang van het kijken naar zelfbeeld door middel van schema's in plaats van globaal zelfvertrouwen. Verder deden Oliver en collega's (2012) onderzoek naar negatieve schema's en stemming. Uit hun resultaten kwam naar voren dat de relatie tussen negatieve schema's
(zelf en ander) en paranoïde ideevorming gemedieerd wordt door stemming. Tenslotte laat
ander onderzoek naar de relatie tussen schema's en paranoïde ideevorming zien dat negatieve
ander-schema's direct gerelateerd zijn aan paranoïde ideevorming, voor negatieve
zelf-schema's is dit niet het geval. Het verband tussen zelf-zelf-schema's en paranoïde ideevorming
depressie (Galbraith et al., 2014). Deze bevindingen sluiten aan bij het model van Garety wat
ervan uitgaat dat behalve zelfvertrouwen ook affect een belangrijke factor is bij het ontstaan
van paranoïde ideevorming.
De tweede, meer psychodynamische, theorie om de relatie tussen zelfbeeld en paranoïde ideevorming te verklaren komt van Bentall et al., (1994; et al., 2001). Volgens deze theorie ontstaan paranoïde ideeën als een bescherming tegen een negatief zelfbeeld of vermeende inferioriteit in vergelijking tot anderen. Dit komt door fouten in het
attributieproces en een discrepantie in wat de auteurs het 'echt-zelf' en het 'ideale-zelf' noemen. Bijvoorbeeld wanneer een persoon iets vervelends mee maakt, zal hij dit
toeschrijven aan mensen uit zijn omgeving om zich niet slechter te gaan voelen over zichzelf. Als gevolg hiervan hebben mensen met paranoïde ideevorming volgens deze theorie een normaal expliciet niveau van zelfvertrouwen maar lagere levels van impliciet zelfvertrouwen. Dit betekent dat, volgens deze theorie, er geen verband zal worden gevonden tussen
paranoïde ideevorming en een negatief zelfbeeld wanneer men de deelnemers direct naar negatieve zelfschema's vraagt. Het zou, volgens deze theorie, wel kunnen dat er een link wordt gevonden tussen paranoïde ideevorming en negatieve ander-schema's. Dit omdat het goed voor te stellen is dat mensen er een negatief ander-schema op na houden, wanneer zij alle vervelende gebeurtenissen die zij meemaken, toeschrijven aan anderen.
Tenslotte, als derde, de theorie van Chadwick en Trower (1995, aangehaald in
Kesting & Lincoln, 2013). Zij stellen dat er twee vormen van paranoia zijn te onderscheiden. Namelijk poor me (PM) en bad me (BM) paranoia. Beiden vormen van paranoia worden geassocieerd met een negatief ander beeld, alleen verschillen zij wat betreft hun zelfbeeld. Iemand met PM paranoia vind de waanideeën onterecht en voelt zich een slachtoffer, en zal naar verwachting een positief zelfbeeld ervaren. Daarentegen ervaart iemand met BM
paranoia de waanideeën als terecht en verdiend, en zal hij/zij naar verwachting een negatief zelfbeeld ervaren.
De geldigheid van de laatste twee theorieën is echter zeer omstreden. Uit onderzoek van MacKinnon en collega's (2010) blijkt namelijk dat deelnemers met paranoia lagere niveaus hebben van expliciet zelfvertrouwen en vergelijkbare niveaus van impliciet
zelfvertrouwen vergeleken met een controlegroep. Deze bevinding staat lijnrecht tegenover de theorie van Bentall, die stelt dat mensen met paranoia juist vergelijkbare niveaus hebben van expliciet zelfvertrouwen maar lagere niveaus van impliciet zelfvertrouwen. Ook uit onderzoek van Garety en Freeman (1999) blijkt dat er geen overtuigend bewijs te vinden is voor de theorie van Bentall. Dit blijkt uit het feit dat mensen met paranoia over het algemeen geen verschillen laten zien tussen het 'echte-zelf' en 'ideale-zelf' vergeleken met een
controlegroep. Verder onderzochten Melo et al., (2006) of het onderscheid in paranoia, volgens Chadwick en Trower, gerechtvaardigd was. PM en BM paranoia werden geoperationaliseerd aan de hand van een vragenlijst, de Perceived Deservedness of
Persecution. Echter veranderde de antwoorden van de deelnemers op deze vragenlijst over de tijd, waardoor zij het ene moment in de PM groep vielen en het andere moment in de BM groep. Hierdoor was het niet mogelijk sterk bewijs te vinden voor het onderscheid in paranoia. Een andere, meer stabielere, manier om categorieën van paranoia te onderscheiden zou
gedaan kunnen worden aan de hand van combinaties van hun positieve en negatieve zelf- en ander schema’s.
Omdat er weinig onderzoek is gedaan naar de rol van ander-beeld bij het ontstaan van paranoïde ideevorming wordt in het huidige onderzoek allereerst gekeken welk schema (negatief zelf, negatief ander, positief zelf, positief ander) voorspeller(s) is/zijn voor de mate van paranoïde ideevorming. Op basis van eerdere onderzoeken wordt verwacht dat negatieve
zelf- en negatieve ander-schema’s beiden goede voorspellers zijn voor paranoïde
ideevorming. Indien inderdaad gevonden wordt dat negatief zelfbeeld een voorspeller is voor paranoïde ideevorming, zou dit verder bewijs bieden tegen de theorie van Bentall, welke er vanuit gaat dat mensen met paranoïde ideevorming normale expliciete niveaus van zelfbeeld hanteren. Vervolgens zal er nog gekeken worden of het van toegevoegde waarde is om combinaties van schema's mee te nemen als voorspellers voor paranoïde ideevorming, conform de theorie van Chadwick en Trower over PM en BM paranoia. Aan de hand van deze theorie wordt verwacht dat de combinaties negatief zelfbeeld en negatief ander-beeld (PM) of positief zelfbeeld en negatief ander-beeld (BM) goede voorspellers zijn voor paranoïde ideevorming en dat de combinaties positief zelfbeeld en positief ander-beeld en negatief zelfbeeld en positief ander-beeld dat niet zijn.
Methoden
Deelnemers
Voor dit onderzoek zijn deelnemers geworven met behulp van social media en via DPMS, het proefpersonensysteem van UvA Psychologie (lab.uva.nl). Deelnemers die geen psychologie aan de UvA studeerden ten tijde van het onderzoek ontvingen geen beloning voor hun deelname. Deelnemers die wel psychologie aan de UvA studeerde kregen 1 proefpersoon punt voor hun deelname aan het onderzoek. Van alle deelnemers was 48.4% psychologie student aan de Universiteit van Amsterdam (n=124).
Meetinstrumenten
Om de mate van paranoïde ideevorming te meten werd gebruik gemaakt van de Nederlandse versie van de Green et al. Paranoid Thoughts Scale (GPTS, Green et al. 2008).
Deze vragenlijst bestond uit twee delen, het eerste deel beschrijft ideeën over sociale referentie en het tweede deel beschrijft ideeën over vervolgd worden. In het huidige onderzoek wordt er geen onderscheid gemaakt tussen de twee delen en wordt enkel de totaalscore meegenomen. De totale vragenlijst bestaat uit 32 items die aan de hand van een 5-puntsschaal gescoord werden. Hierbij staat een score van 1 voor 'helemaal niet' en een score van 5 voor 'veel/volledig'. Dit om aan te geven in welke mate de stelling de afgelopen maand op hen van toepassing was geweest. Voorbeelden van stellingen zijn “Mensen hielden me in de gaten” en “sommige individuen hebben het op me voorzien”. De totaalscore kan variëren van 32 tot 160 waarbij hogere scores staan voor meer paranoïde gedachten. Uit onderzoek van Green et al. (2008) blijkt dat de test over een goede betrouwbaarheid en validiteit beschikt, zowel in een algemene als klinische populatie. De Cronbach's alpha voor de totaalscore op de GPTS in het onderzoek van Green et al. was 0.95 voor de niet klinische populatie. De in het onderzoek van Green en collega's gevonden gemiddelde totaalscores op de GPTS waren voor de niet klinische populatie 48.9 en voor de klinische populatie 101.8.
Verder werd The Brief Core Schema Scales (BCSS) gebruikt om schema's over zich zelf en anderen te meten. Deze vragenlijst bestaat uit 4 schalen van 6 items. De eerste twee schalen meten schema's over zich zelf (positief zelfbeeld en negatief zelfbeeld) en de laatste twee schalen kijken naar schema's over anderen (positief beeld en negatief ander-beeld). Alle items moeten eerst met ja of nee beantwoord worden om aan te geven of de stelling op hen van toepassing is. Wanneer een item met ja wordt beantwoord, moet
vervolgens aan de hand van een 4-puntsschaal aangegeven worden in welke mate de stelling van toepassing is. Hierbij staat een score van 1 voor 'een beetje mee eens' en een score van 4 voor 'volledig mee eens'. Voorbeelden van stellingen van de zelfbeeld schalen zijn “Ik ben niet geliefd” en “Ik ben getalenteerd”. Voorbeelden van stellingen van de ander-beeld schalen
zijn “Andere mensen zijn wreed” en “Andere mensen zijn eerlijk”. Op elke van de vier schalen kan men een score van 0 tot 24 halen. Uit onderzoek van Fowler et al. (2006) bleek dat de test over goede psychometrische kwaliteiten beschikt in zowel de klinische als de algemene populatie. De in dit onderzoek gevonden alpha coëfficiënten, gemiddelden en standaarddeviaties zijn te vinden in Tabel 1.
Tabel. 1
Gemiddelden en Alpha Coëfficiënten voor de Subschalen van de BCSS uit het Onderzoek van Fowler et al., (2006)
Gemiddeld (SD) Cronbach's alpha Positief Zelfschema 10.20 (4.23) 0.78 Negatief Zelfschema 3.55 (3.55) 0.79 Positief Ander-schema 10.43 (4.51) 0.84 Negatief Ander-schema 4.07 (4.04) 0.88
Procedure
In dit onderzoek werd gebruik gemaakt van digitale versies van de vragenlijsten en om deze reden konden deelnemers op elke gewenste locatie deelnemen aan het onderzoek. De digitale vragenlijsten werden aangeboden in Qualatrics, een online applicatie voor het afnemen van vragenlijsten. Voorafgaand aan het onderzoek kregen deelnemers een digitale versie van de informatiebrochure en de informed consent te lezen waarna zij middels een antwoordknop in Qualatrics toestemming dienden te geven voor zij verder konden met het onderzoek. Na toestemming te hebben gegeven vulde zij achter elkaar de vragenlijsten in.
Omdat dit onderzoek deel uit maakt van een groter onderzoek en een samenwerkingsverband met andere onderzoeken, vulde zij naast de GPTS en BCSS ook de Dutch Mental Health Continuum-Short Form, de Davos Assesment van Cognitieve Biases Schaal (DACOBS), de Positive and Negative Affectivity Scales (PANAS), de DASS en de NEO-FFI in. Om deze redenen duurde het invullen van de vragenlijsten ongeveer 1 uur.
Analyses
Allereerst zijn de descriptieve statistieken van de deelnemers en hun kenmerken opgevraagd om de totale steekproef nader te bekijken. Daarna zijn deelnemers die de vragenlijsten niet serieus of niet helemaal hadden ingevuld uit de steekproef verwijderd. Of de deelnemers de vragenlijsten serieus hadden ingevuld is beoordeeld aan de hand van de tijd die het ze kostte om de vragenlijsten in te vullen. Deelnemers die er korter dan 15 minuten over deden werden uit de steekproef verwijderd. Dit om te voorkomen dat de resultaten vertekend werden. Hierna zijn nogmaals de descriptieve statistieken van de deelnemers opgevraagd om de uiteindelijke steekproef nader te kunnen bekijken. Ook werd de verdeling van de schalen bekeken, aan de hand van de Kolmogorov-Smirnov test en het visueel
inspecteren van de histogrammen. Om te controleren of de GPTS totaalscore niet significant verschilde tussen de psychologie studenten en de overige deelnemers of tussen de mannen en de vrouwen, zijn er standaardisatie controles uitgevoerd. Dit werd gedaan aan de hand van een Mann-Whitney U test. Tenslotte zijn er nog betrouwbaarheid's analyses uitgevoerd voor de items op de GPTS en de items op de schalen van de BCSS. Dit om de Cronbach's alpha coëfficiënten te berekenen en te vergelijken met eerdere onderzoeken.
Vervolgens werd er gekeken naar de correlaties tussen de totaal score op de GPTS, de schema's en demografische variabelen aan de hand van de Spearman correlatie toets.
Significante correlaties zijn uiteindelijk ingevoerd in een multipele regressieanalyse als predictoren. Waarbij de significante demografische variabelen werden meegenomen als covariaat. Hierbij werden eerst de assumpties voor lineariteit, homoscedasticiteit en onafhankelijke en normaal verdeelde errors getoetst. Tenslotte werden de onafhankelijke variabele enter-wise ingevoerd. Na het uitvoeren van de eerste regressie analyse zijn de niet significante predictoren verwijderd en is er opnieuw een regressie uitgevoerd.
Verder is er een k-means clusteranalyse uitgevoerd met een geforceerde 4 cluster oplossing om uit te kunnen wijzen of er verschillende soorten paranoïde ideevorming zijn. De variabelen die werden meegenomen waren de scores op de negatief zelfbeeld schaal, de negatief ander-beeld schaal, de positief zelfbeeld schaal en de positief ander-beeld schaal. Echter waren de gevonden clusters te klein en om deze reden was het niet mogelijk verdere analyses uit te voeren en de hypothese te toetsen.
Tenslotte is er daarom nog gekeken of het van toegevoegde waarde was om interacties tussen schema's toe te voegen aan de regressievergelijking. Dit om als nog de tweede hypothese, die stelt dat er twee soorten paranoia te onderscheiden zijn, te toetsen. De interacties tussen de schema's werden berekend door de score op een variabele van de gemiddelde score af te trekken en dit residu te vermenigvuldigen met het residu van de andere variabelen. Er werden in totaal 4 interactie variabelen aangemaakt, positief zelf en positief beeld, negatief zelf en positief beeld, negatief zelf en negatief ander-beeld (BM) en positief zelf en negatief ander-ander-beeld (PM). Vervolgens werd voor elk van de 4 interacties apart een multipele regressieanalyse uitgevoerd.
Steekproef beschrijving
Aan het onderzoek deden in totaal 255 mensen mee. Van de deelnemers was 24.2% man (n=62) en 72.3% vrouw (n=185). Wegens het ongeloofwaardig snel invullen van de vragenlijsten (<20 minuten bij een geschatte benodigde tijd van circa 1 uur) zijn er 38
deelnemers uit de steekproef verwijderd. Tenslotte zijn er nog 19 deelnemers verwijderd voor het niet volledig invullen van de GPTS (n = 17) en de BCSS (n = 2). Uiteindelijk bleven 198 deelnemers over. Van die deelnemers was 22.7% man (n = 45) en 77.3% vrouw (n = 153). De gemiddelde leeftijd was 25.02 jaar (SD=10.95), met leeftijden die opliepen van 17 tot en met 65 jaar. Van alle deelnemers was 52.5% psychologie student (n = 104) aan de Universiteit van Amsterdam. Van de deelnemers die geen psychologie studeerden aan de UvA ten tijden van het onderzoek, was toch 47.7% universitair opgeleid (n = 43). Tenslotte hadden de meeste deelnemers een Nederlandse nationaliteit 94.9% (n = 188). Andere nationaliteiten waren Duits 4.5% (n = 9) en Zwitsers 0.5% (n = 1).
Voor de scores op de BCSS en GPTS zie Tabel 2. De Cronbach's alpha voor de totaalscore van de GPTS was 0.954, deze was gelijk aan de gevonden alpha uit het onderzoek van Green et al. (2007). Ook het gevonden gemiddelde voor de GPTS totaalscore (45.8) kwam behoorlijk overeen met het gevonden gemiddelde voor de niet-klinische populatie uit het onderzoek van Green (48.9). De alpha coëfficiënten voor de positieve zelfschaal,
negatieve zelfschaal, positieve ander-schaal en negatieve ander-schaal waren respectievelijk 0.81, 0.50, 0.88, en 0.84. Met uitzondering van de negatieve zelfschaal kwamen ook deze gevonden alpha coëfficiënten behoorlijk overeen met de coëfficiënten uit het onderzoek van Fowler et al., (2006). Ook de gevonden gemiddelden kwamen redelijk overeen met de gemiddelden uit het onderzoek van Fowler. Wel was te zien dat de deelnemers in het huidige onderzoek gemiddeld hoger scoorden op de positieve schalen en gemiddeld lager op de
negatieve schalen (zie Tabel 1 en 2).
Verder zijn de frequentie histogrammen, voor de totaalscore op de GPTS en de scores op de schalen van de BCSS, bekeken en zijn er Kolmogorov-Smirnov testen uitgevoerd om de assumptie van een normale verdeling te kunnen toetsen. Hieruit bleek dat de GPTS totaalscore en de scores voor de negatieven schema’s (zelf en ander) scheef naar links verdeeld waren. Ook de andere variabelen weken af van een normale verdeling, dit bleek uit het feit dat alle Kolmogorov-Smirnov toetsen significant waren. Uit de Mann-Whitney test bleek dat de GPTS totaalscore niet significant verschilde tussen de studentenpopulatie (Mdn=101.63) en de rest van de deelnemers (Mdn=97.14), U=4666.0, p=0.582. En dat mannen (Mdn=98.16) niet significant verschilde van vrouwen (Mdn=99.90), U=3382.0, p=0.429.
Tabel. 2
Gemiddelde voor Scores op de GPTS en de Subschalen van de BCSS
Minmum Maximum Gemiddelde (SD)
GPTS Totaal 32 147 45.81 (16.73)
Positief Zelfschema 0 24 13.77 (5.14)
Negatief Zelfschema 0 18 1.84 (2.40)
Positief Ander-schema 0 24 11.85 (5.76)
Negatief Ander-schema 0 24 1.53 (4.43)
Schema's als Voorspeller voor Paranoïde Ideevorming
Allereerst is er gekeken naar de correlaties tussen de demografische variabelen en de totaalscore op de GPTS aan de hand van een Spearman correlatie test. Hieruit bleek dat alleen
leeftijd significant correleerde met de totaalscore op de GPTS r=-0.17, p=0.012. Dit betekent dat hoe ouder de deelnemers zijn, hoe lager hun totaalscore op de GPTS. Omdat er een significante samenhang is gevonden tussen leeftijd en totaalscore op de GPTS, is leeftijd als covariaat meegenomen in de regressievergelijking. Om te bepalen welke schalen van de BCSS uiteindelijk meegenomen werden in de regressievergelijking is ook voor elk van de 4 schalen en de GPTS totaalscore een Spearman correlatie tests uitgevoerd. Deze correlaties zijn te vinden in Tabel 3.
Tabel 3.
Onderlinge Correlaties GPTS Totaalscore en Schalen van de BCSS
Positief Zelfschema Negatief Zelfschema Positief Ander-schema Negatief Ander-schema GPTS Totaal -0.230 0.390 -0.256 0.230 Positief Zelfschema -0.224 0.376 –0.165 Negatief Zelfschema -0.118 0.180 Positief Ander-schema -0.127
• Significante correlaties (p<0.01) zijn vetgedrukt weergegeven
Om uit te kunnen wijzen welk schema (positief zelf, negatief zelf, positief ander, negatief ander) unieke voorspellende waarde had voor de mate van paranoïde ideevorming is er een multipele regressieanalyse uitgevoerd met totaalscore op de GPTS als afhankelijke variabele, leeftijd als covariaat en de totaalscore op de 4 schema schalen als onafhankelijke variabelen. De plot waar de gestandaardiseerde verwachte waarde tegen de
gestandaardiseerde residuen is afgezet, laat geen willekeurige verdeling van de data zien. Dit betekende dat de assumptie van homoscedasticiteit was geschonden en daarom is er
multipele regressie. Aan de assumptie van onafhankelijke errors is wel voldaan, de Durbin-Watson was 2.032. Om multicolineariteit te toetsen is er gekeken naar de correlaties tussen de schema's, deze waren allemaal redelijk zwak (r<0.4). Verder was de VIF<10 dit betekent dat aan de assumptie van multicolineariteit is voldaan.
Uit de eerste regressieanalyse blijkt het positieve zelfschema geen significante voorspeller voor de totaalscore op de GPTS. Daarom is deze variabele verwijderd en is er opnieuw een bootstrapped multipele regressie uitgevoerd. Gebleken is dat het negatieve zelf, het negatieve ander en het positieve ander-schema significante voorspellers waren voor de mate van de GPTS score , R2=0.374, F(3,193) =35.040, p <0.001. Leeftijd, negatieve
zelfschema's, negatieve ander-schema's en positieve ander-schema's voorspelden samen 37.4% van de variantie in de GPTS totaalscore. Een negatiever zelfschema zorgde voor hogere
scores op de GPTS, ß=2.710, t=6.363, 95% CI [1.336– 3.899], p=0.001 evenals een meer negatief ander-schema, wat ook zorgde voor een toename in GPTS score, ß=1.221, t=4.191, 95% CI [0.396 – 2.795], p=0.022. Een toename van het positief ander-schema zorgde juist voor een vermindering van de totaalscore op de GPTS, ß=-0.677, t=-4.012, 95% CI [-1.132 – -0.220], p=0.002. Net zoals een toename in leeftijd, wat ook zorgde voor een afname van de totaalscore op de GPTS, ß=-0.239, t=-2.687, 95% CI [-0.391 – -0.078], p=0.001. Dit sluit aan bij de hypothese die stelt dat zowel negatieve zelf- als negatieve ander-schema's goede voorspellers zijn voor de mate van paranoïde ideevorming.
Clusteranalyse
Om te kunnen onderzoeken of er verschillende soorten van paranoia zijn is een k-means clusteranalyse uitgevoerd. Er is gekozen voor het maken van vier clusters aan de hand van de vier schalen van de BCSS. In Tabel 4 is de beschrijvende informatie van de vier clusters weergegeven. Omdat het eerste en laatste cluster erg op elkaar leken en omdat er in
totaal maar 7 deelnemers in het tweede en derde cluster zaten, was het niet mogelijk verdere analyses uit te voeren en de hypothese over Poor me en Bad me paranoia aan de hand van de gevormde clusters te toetsen.
Tabel. 4
Verdeling van deelnemers over de Clusters met Gemiddelde voor Scores op Schalen van de BCSS
Clusters 1(n = 102) 2 (n = 3) 3 (n = 4) 4 (n = 89) Positief zelf-schema 17 10 10 11 Negatief zelf-schema 1 13 2 2 Positief ander-schema 16 5 22 11 Negatief ander-schema 1 10 18 1
Interactie Effecten Tussen Combinaties van Schema's
Om toch te kunnen onderzoeken of er verschillende soorten van paranoia zijn is er gekeken naar interacties tussen combinaties van schema's. Voor elk van de 4 combinaties is een nieuwe interactie variabelen aangemaakt, respectievelijk; positief zelf en positief ander-beeld, negatief zelf en positief ander-ander-beeld, negatief zelf en negatief ander-beeld (Bad me paranoia) en positief zelf en negatief ander-beeld (Poor me paranoia). Voor alle interacties is er een aparte bootstrapped multipele regressie uitgevoerd. De predictor variabelen waren het zelfde als de eerder gevonden significante predictoren (negatief zelfbeeld, negatief ander-beeld & positief ander-ander-beeld) plus een van de interactie variabelen.
De interactie tussen het positieve zelfbeeld en positieve ander-beeld bleek geen significante voorspeller voor de mate van paranoïde ideevorming, ß=-0.005, t=-0.175, 95% CI [-0.081 – 0.075], p=0.872. Evenals de interactie tussen het negatieve zelfbeeld en het
positieve ander-beeld, ß=-0.094, t=-1.551, 95% CI [-0.295 – 0.136], p=0.367. Ook de interactie tussen het negatieve zelfbeeld en het negatieve ander-beeld (BM) bleek geen significante voorspeller voor de mate van paranoïde ideevorming, ß=0.148, t=2.216, 95% CI [-0.282 – 0.359], p=0.212. De interactie tussen het positieve zelfschema en het negatieve ander-schema (PM) bleek wel een significante predictor voor de mate van paranoïde ideevorming, ß=0.141, t=0.182, 95% CI [0.049 – 0.344], p=0.036. De interactie tussen het positieve zelfbeeld en negatieve ander-beeld voorspelde 0.026% van de variantie in paranoia bovenop het percentage variantie dat verklaard kon worden aan de hand van leeftijd en de scores op het negatieve zelfschema, negatieve ander-schema en positieve ander-schema. In Figuur 1. is het interactie effect tussen positieve zelfschema's en negatieve ander-schema's als voorspeller voor de mate van paranoïde ideevorming gevisualiseerd. In de figuur is te zien dat er veel uitschieters zijn en dat de verwachtte waarden (lijnen in de figuur) niet geheel overeenkomen met de geobserveerde waarden (cirkel's in de figuur). De gevonden resultaten sluiten niet aan bij de hypothese die stelt dat er twee soorten paranoia te onderscheiden zijn.
Figuur 1.
Tenslotte is er nogmaals een bootstrapped multipele regressieanalyse uitgevoerd. Hierbij was de totaalscore op de GPTS de onafhankelijke variabele en leeftijd een covariaat. Het negatieve zelfbeeld, het negatieve ander-beeld, het positieve ander-beeld, en de interactie tussen het negatieve ander-beeld en negatieve zelfbeeld (Poor Me) waren de predictor variabelen. Uit deze analyse bleek dat alle bovengenoemde variabelen significante
predictoren waren voor de mate van paranoïde ideevorming, R2=0.400, F(1,192) =28.770, p <0.001. Samen verklaarden deze variabelen 40% aan de variantie in paranoia binnen deze steekproef.
In het huidige onderzoek werd gekeken welk schema (negatief zelf, negatief ander, positief zelf, positief ander) de best voorspellende waarde had voor paranoïde ideevorming. Uit de resultaten kwam naar voren dat alle vier de schema's significant samenhingen met paranoïde ideevorming. Verder bleek uit de regressieanalyse dat positief zelfbeeld geen goede voorspeller was voor paranoia. Negatief zelfbeeld, negatief beeld, positief ander-beeld en leeftijd bleken wel significante voorspellers voor de mate van paranoïde
ideevorming.
De resultaten geven ondersteuning voor het multifactoriële model van Garety et al. (1994; 1999) die stelt dat zelfbeeld één van de factoren is die bijdragen aan het ontstaan en behouden van paranoïde ideevorming. Uit dit onderzoek blijkt echter dat ook ander-beeld (positief en negatief) een belangrijke factor is bij het voorspellen van de mate van paranoïde ideevorming. Samen verklaarde het negatieve zelfschema, negatieve ander-schema en het positieve ander-schema 36.1% van de variantie in paranoïde ideevorming binnen deze steekproef. Hoewel de resultaten significant zijn, verklaren deze variabelen samen niet genoeg om alle variantie in paranoia te kunnen verklaren. Dit pleit voor het multifactoriële model die stelt dat naast zelfbeeld, motivatie, affect en biases in perceptie ook een grote rol spelen. In vervolgonderzoek zullen dus al deze variabelen moeten worden meegenomen om uit te wijzen welke variabelen op wat voor manier bijdragen aan paranoïde ideevorming.
Verder zijn de resultaten uit dit onderzoek niet in staat om bevestiging te vinden voor de theorie van Bentall et al. (1994; 2001). Volgens deze theorie zouden mensen met
paranoïde ideevorming normale niveaus van expliciet zelfvertrouwen hebben en zou er dus geen verband moeten worden gevonden tussen paranoïde ideevorming en negatieve
zelfschema's. In dit onderzoek is er wel bewijs gevonden voor een verband tussen negatieve zelfschema's en paranoïde ideevorming. Er bleek dat paranoïde ideevorming juist samenhing
met een toename in negatieve zelfschema's, dit spreekt de theorie van Bentall tegen.
Echter is er in dit onderzoek enkel gekeken naar een expliciete maat van zelfbeeld, namelijk door middel van vragenlijsten. De theorie van Bentall gaat er van uit dat mensen met paranoïde ideevorming lagere niveaus hebben van impliciet zelfbeeld, vergeleken met expliciet zelfbeeld. Omdat er in dit onderzoek geen maat van impliciet zelfvertrouwen is meegenomen, is het niet mogelijk harde conclusies te trekken over deze theorie. In een vervolgonderzoek zouden zowel testen voor impliciet als expliciet zelfbeeld moeten worden meegenomen.
Vervolgens werd in het huidige onderzoek onderzocht of het onderscheid in paranoia, conform de theorie van Chadwick en Trower (1995), gerechtvaardigd was. Aan de hand van deze theorie werd verwacht dat het kijken naar combinaties van schema's van toegevoegde waarde was voor het voorspellen van paranoia. De interacties waarvan verwacht werd dat zij significante voorspellers waren voor de mate van paranoïde ideevorming waren de interactie tussen het negatief zelfbeeld en negatief ander-beeld (PM) en de interactie tussen het positief zelfbeeld en negatief ander-beeld (BM). Uit de resultaten komt naar voren dat alleen het interactie-effect van PM paranoia een goede voorspeller is voor de mate van paranoïde ideevorming.
Hoewel PM paranoia een goede voorspeller blijkt te zijn voor paranoïde ideevorming, is in Figuur 1. te zien dat het interactie-effect voornamelijk is veroorzaakt door uitschieters. Dit betekent dat ondanks de significante resultaten er wel vraagtekens bij dienen worden gezet. De reden dat er geen bewijs is gevonden voor de theorie van Chadwick en Trower, die stellen dat er twee soorten paranoia te onderscheiden zijn, zou te danken kunnen zijn aan het feit dat alle meegenomen variabelen afwijken van een normale verdeling. Verder scoorden
alle deelnemers erg laag op de negatieve schema's terwijl de scores op deze variabele juist belangrijk waren voor het huidige onderzoek. In vervolgonderzoek zouden deelnemers geselecteerd kunnen worden op basis van hun negatieve schema's, dit om evidentie te kunnen vinden voor het bestaan van twee soorten paranoia.
Als laatste moet opgemerkt worden dat een groot deel van de deelnemers
psychologiestudent was en dat het onderzoek een cross-sectioneel design had. Uit de Mann-whitney test blijkt dat de psychologiestudenten niet significant verschillen in vergelijking met de andere deelnemers, op hun GPTS totaalscore. Het cross-sectionele design is wel nog een belangrijke beperking. In dit design wordt er geen experiment uitgevoerd en om deze reden is het niet mogelijk om causale verbanden te constateren.
Uit het huidige onderzoek blijkt dat naast zelfbeeld ook ander-beeld een belangrijke rol speelt bij de mate van paranoïde ideevorming. Dit betekend dat er bij de behandeling van paranoïde symptomen, naast het verbeteren van het zelfbeeld, aandacht besteed zou moeten worden aan het verbeteren van het ander-beeld.
Literatuurlijst
Bentall, R. P., Corcoran, R., Howard, R., Blackwood, N., & Kinderman, P. (2001).
Persecutory delusions: a review and theoretical integration. Clinical psychology review, 21,
1143-1192.
Bentall, R. P., Kinderman, P. & Kaney, S. (1994). The self, attributional processes
and abnormal beliefs: Towards a model of persecutory delusions. Behaviour Research and
Butler, R. W., Mueser, K. T., Sprock, J., & Braff, D. L. (1996). Positive symptoms of psychosis in posttraumatic stress disorder. BiologicalPsychiatry, 39, 839−844.
Chapman, L. J., & Chapman, J. P. (1980). Scales for rating psychotic and
psychotic-like experiences as continua. Schizophrenia Bulletin, 6, 476.
Diagnostic and Statistical Manual-Text Revision (DSM-IV-TRim, 2000). American
Psychiatric Association, 2000.
Flint, A. J. (1991). Delusions in dementia: A review. Journal of Neuropsychiatry and Clinical Neurosciences, 3, 121−130.
Fowler, D., Freeman, D., Smith, B., Kuipers, E., Bebbington, P., Bashforth, H., et al.
(2006). The Brief Core Schema Scales (BCSS): Psychometric properties and associations
with paranoia and grandiosity in non-clinical and psychosis samples. Psychological Medicine,
36, 749−759.
Frangos, E., Athanassenas, G., Tsitourides, S., Psilolignos, P., & Katsanou, N. (1983). Psychotic depressive disorder. A separate entity? Journal ofAffective Disorders, 5, 259−265.
Freeman, D. (2006). Delusions in the non-clinical population. Current Psychiatry Reports, 8, 191−204.
Freeman, D. (2007). Suspicious minds: the psychology of persecutory delusions.
Clinical psychology review, 27, 425-457.
Freeman, D., & Garety, P. A. (2000). Comments on the content of persecutory
delusions: Does the definition need clarification? British Journal of
Galbraith, N. D., Morgan, C. J., Jones, C. L., Ormerod, D. R., Galbraith, V. E., &
Manktelow, K. I. (2014). The mediating effect of affect: Different pathways from self and
other schemas to persecutory ideation. Canadian Journal of Behavioural Science, 46, 497.
Garety, P. A., & Freeman, D. (1999). Cognitive approaches to delusions: A critical review of theories and evidence. British Journal of Clinical Psychology, 38, 113−154
Garety, P.A., Kuipers, E.K., Fowler, D., Freeman, D. & Bebbington, P.E. (2001). A cognitive model of the positive symptoms of psychosis. Psychological Medicine, 31, 189-195.
Garety, P. A., & Hemsley, D. R. (1994). Delusions: Investigations into the
psychology of delusional reasoning. Oxford: Oxford University Press.
Garety, P. A., Hemsley, D. R., & Wessely, S. (1991). Reasoning in deluded
schizophrenic and paranoid patients: Biases in performance on a probabilistic inference task. Journal of Nervous and Mental Disorder, 179, 194−201.
Goodwin, F., & Jamison, K. (1990). Manic-depressive illness. Oxford: Oxford University Press.
Green, C. E. L., Freeman, D., Kuipers, E., Bebbington, P., Fowler, D., Dunn, G., &
Garety, P. A. (2008). Measuring ideas of persecution and social reference: the Green et al.
Paranoid Thought Scales (GPTS). Psychological medicine,38, 101-111.
Hamner, M. B., Freuch, C. B., Ulmer, H. G., & Arana, G. W. (1999). Psychotic features and illness severity in combat veterans with chronicposttraumatic stress disorder. Biological Psychiatry, 45, 846−852.
Johnson, J., Horwath, E., & Weissman, M. M. (1991). The validity of major depression with psychotic features based on a community sample.Archives of General
Psychiatry, 48, 1075−1081.
Kesting, M. L., & Lincoln, T. M. (2013). The relevance of esteem and
self-schemas to persecutory delusions: A systematic review. Comprehensive psychiatry, 54,
766-789.
Krabbendam, L., Janssen, I., Bak, M., Bijl, R. V., de Graaf, R., & van Os, J. (2002).
Neuroticism and low self-esteem as risk factors for psychosis. Social psychiatry and
psychiatric epidemiology, 37, 1-6.
Lincoln, T. M., Mehl, S., Ziegler, M., Kesting, M. L., Exner, C., & Rief, W. (2010). Is
fear of others linked to an uncertain sense of self? The relevance of self-worth, interpersonal
self-concepts, and dysfunctional beliefs to paranoia. Behavior Therapy, 41, 187-197.
Melo, S. S., Taylor, J. L., & Bentall, R. P. (2006). Poor me versus bad me paranoia
and the instability of persecutory ideation. Psychology and Psychotherapy: Theory, Research
and Practice, 79, 271-287.
Oliver, J. E., O’Connor, J. A., Jose, P. E., McLachlan, K., & Peters, E. (2012). The
impact of negative schemas, mood and psychological flexibility on delusional ideation–
mediating and moderating effects. Psychosis, 4, 6-18.
Rubin, E. H., Drevets,W. C., & Burke,W. J. (1988). The nature of psychotic symptoms in senile dementia of the Alzheimer type. Journal of GeriatricPsychiatry and Neurology, 1, 16−20.
Sartorius, N., Jablensky, A., Korten, A., Ernberg, G., Anker, M., Cooper, J. E., et al. (1986). Early manifestations and first-contact incidence ofschizophrenia in different cultures. Psychological Medicine, 16, 909−928.
Smith, B., Fowler, D. G., Freeman, D., Bebbington, P., Bashforth, H., Garety,
P., & Kuipers, E. (2006). Emotion and psychosis: links between depression, self-esteem,
negative schematic beliefs and delusions and hallucinations. Schizophrenia research, 86,
181-188.
Thewissen, V., Bentall, R. P., Lecomte, T., van Os, J., & Myin-Germeys, I. (2008).
Fluctuations in self-esteem and paranoia in the context of daily life. Journal of abnormal
psychology, 117, 143.
Trimble, M. R. (1992). The schizophrenia-like psychosis of epilepsy. Neuropsychiatry, Neuropsychology, and Behavioural Neurology, 5, 103−107.
Van Os, J., Verdoux, H., Maurice-Tison, S., Gay, B., Liraud, F., Salamon, R., et al. (1999). Self-reported psychosis-like symptoms and the continuumof psychosis. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 34, 459−462.
Warman, D. M., & Lysaker, P. H. (2011). Delusional ideation and self-esteem in
