De Effectiviteit van Virtual Reality
Exposure Therapy voor Sociale Fobie
op vermijdingsbias, aandachtsbias en
presenteren
Masterthese Klinische Psychologie
Lara Visser
6279627 / 1000717
Begeleider: Dr. Nexhmedin Morina Januari 2015
Abstract
Sociale Fobie is een veel voorkomende psychische stoornis, die de kwaliteit van leven sterk vermindert. Het is dus belangrijk dat er een effectieve behandeling beschikbaar is. In dit onderzoek werd de effectiviteit van Virtual Reality Exposure Therapy voor Sociale Fobie onderzocht door te kijken naar de vermijdingsbias, de aandachtsbias en het geven van een presentatie. Virtual Reality Exposure Therapy werd vergeleken met in vivo exposure therapie en een wachtlijstconditie. Vermijdingsbias werd gemeten met de Approach Avoidance Task, aandachtsbias met de Dot Probe Task en presentatie prestatie met de Behavioral Assessment Task. Resultaten lieten zien dat Virtual Reality Exposure Therapy niet zorgde voor een verandering in vermijdingsbias en aandachtsbias bij nameting ten opzichte van de voormeting, maar wel voor een betere presentatie prestatie. Er bleek bij nameting geen verandering in vermijdingsbias, aandachtsbias en presentatie prestatie dat verschilde voor
Virtual Reality Exposure Therapy, in vivo exposure en de wachtlijstconditie. Concluderend
kon dit onderzoek de werking van Virtual Reality Exposure Therapy voor de behandeling van Sociale Fobie niet eenduidig aantonen op deze maten.
Inhoudsopgave Inleiding ………. 4 Methode ………. 10 Resultaten ……….. 16 Conclusies en discussie ………. 23 Literatuur ……….. 28 3
De effectiviteit van Virtual Reality Exposure Therapie voor Sociale Fobie Sociale Fobie kenmerkt zich door een intense angst in sociale- en prestatiesituaties, waarin men kritisch of negatief beoordeeld kan worden of zichzelf belachelijk kan maken in de ogen van anderen. Voorbeelden van angst oproepende situaties zijn verjaardagen en feestjes, spreken met autoriteitsfiguren, eten, drinken of schrijven in het bijzijn van anderen en presenteren. Dergelijke situaties worden vermeden of doorstaan met intense angst (American Psychiatric Associasion, 2000). Veelvoorkomende fysieke klachten hierbij zijn hartkloppingen, trillen, zweten, blozen en gastro-intestinale stoornissen en men is vaak bang dat anderen deze klachten zien. De psychische stoornis kan zich voordoen als Specifieke Sociale Fobie, waarbij een specifieke sociale situatie klachten veroorzaakt, of als
Gegeneraliseerde Sociale Fobie, waarbij de meeste sociale situaties problematisch zijn. Tevens kenmerkend voor Sociale Fobie zijn biases in de informatieverwerking. Zo blijkt er sprake van een vermijdingsbias voor gezichten met een positieve of negatieve valentie. Hoog sociaal angstige mensen blijken boze en blije gezichten sneller van zich af te duwen dan naar zich toe te trekken, in vergelijking met laag sociaal angstige mensen (Heuer, Rinck & Becker, 2007; Roelofs et al., 2010). Een verklaring voor de vermijding van blije gezichten is, dat een gezicht met een positieve valentie geen afwijzing maar juist sociale interactie kan betekenen, wat voor sociaal angstige mensen net zo goed bedreigend kan zijn. De vermijding van boze en blije gezichten kwam ook naar voren bij een patiëntenpopulatie met Sociale Fobie (Roelofs, et al., 2009). Ook blijken mensen met een Sociale Fobie een selectieve aandachtsbias voor bedreigende stimuli te hebben. Zo lieten mensen met een Sociale Fobie een verhoogde aandacht voor boze gezichten zien, in vergelijking met een normale controleconditie (Mogg, Philippot & Bradley, 2004; Miskovic & Schmidt, 2012). De vermijdingsbias en aandachtsbias bij mensen met een Sociale Fobie zijn opgenomen in het cognitieve gedragsmodel voor Sociale Fobie van Rapee en Heimberg (1997).
Sociale Fobie is één van de meest voorkomende psychische stoornissen, met een prevalentie gedurende het hele leven van 12 procent en een 12 maanden prevalentie van 6,8 procent (Magee, Eaton,Wittchen, McGonagle, & Kessler, 1996; Kessler, Tat Chiu, Demler & Walters, 2005). De psychische stoornis heeft een grote inpakt op verschillende aspecten van iemands leven, de angst en daaropvolgende vermijding kan leiden tot grote belemmeringen in sociaal functioneren, het dagelijks leven en beroepsmatig functioneren (American Psychiatric Associasion, 2000; Katzelnick, et al., 2001). Sociale Fobie gaat vaak samen met comorbide stoornissen als Alcohol Misbruik of Afhankelijkheid en Depressieve Stoornissen (Schneier, Johnson, Hornig, Liebowitz & Weissman, 1992; Stein & Kean, 2000). Dit alles heeft een grote invloed op de kwaliteit van leven en het ziekteleed is dus groot. Behandelsituaties kunnen een bedreiging vormen voor mensen met een Sociale Fobie en veel mensen met een diagnose gaan niet over tot behandeling (Olfson, et al., 2000). Het is daarom van groot belang dat er een effectieve en bruikbare behandeling beschikbaar is voor mensen met een Sociale Fobie. In dit onderzoek wordt de effectiviteit van Virtual Reality Exposure Therapie voor Sociale Fobie onderzocht door te kijken naar de aandachtsbias (gemeten met Dot-probe Task), vermijdingsbias (gemeten met Approach Avoidance Task) en het geven van een presentatie (Behavioral Assessment Task).
Exposure Therapie (ET) is een veel gebruikte en effectieve behandelvorm voor Sociale Fobie. Zo bleek ET even effectief als Cognitieve Gedragstherapie en effectiever dan geen behandeling, voor de behandeling van Specifieke Sociale Fobie en van Gegeneraliseerde Sociale Fobie (Hofmann, 2004; Nortje, Posthumus & Möller, 2008). Bij ET wordt men blootgesteld aan hetgeen waarvoor de angst bestaat, in het geval van de Sociale Fobie aan sociale situaties. Doordat mensen met een Sociale Fobie angst oproepende situaties vermijden of doorstaan met behulp van veiligheidsgedrag, wordt niet ervaren dat angst na een bepaalde tijd uit zichzelf zal dalen, of in ieder geval niet erger zal worden, wat habituatie wordt
genoemd. Angst is een lichamelijke reactie om de mens voor te bereiden op vechten, vluchten of bevriezen. Dit vereist grote lichamelijk inspanning, wat het menselijk lichaam maar een bepaalde tijd vol kan houden en angst zal na een bepaalde tijd dus zakken. Tevens wordt door vermijding niet ervaren dat de verwachting, het gevreesde scenario niet uit komt, wat
falsificatie wordt genoemd. Door blootstelling aan de gevreesde situaties vindt habituatie en falsificatie plaats, waardoor de angst minder wordt en een volgende blootstelling aan de
situatie met minder angst zal beginnen (Barlow, 2008).
ET kan in vivo gegeven worden, waarbij geoefend wordt met echte sociale situaties in het dagelijks leven, maar ook als Virtual Reality Exposure Therapy (VRET). Een Virtual
Reality (VR) wordt gedefinieerd als een omgeving waarin sensorische informatie wordt
gegeven door een computer in plaats van de natuurlijke omgeving (Stever, 1992). Bij VRET wordt men blootgesteld aan sociale situaties middels virtuele werelden, die driedimensionaal waargenomen worden via een computerprogramma en een speciale helm. De therapeut kan naar aanleiding van de angsthiërarchie van de cliënt een volgorde maken in de verschillende werelden en aanpassen hoe vriendelijk de avatars reageren. VRET is al een effectieve behandelvorm voor verschillende andere fobieën gebleken, zoals Acrofobie (Rothbaum, Hodge, Kooper, et al., 1995; Lamson, 1997; Emmelkamp, Krijn, Hulsbosch, et al., 2002), Vliegfobie (Rothbaum, Hodge, Watson, et al., 1996; North, North & Coble, 1997;
Wiederhold, Gevirtz & Spira, 2001), Arachnofobie (Garcia-Palacios, Hoffman, Carlin, et al., 2002) en Agorafobie (Botella, Villa, Garcia-Palacios, et al., 2004).
VRET heeft een aantal voordelen ten opzichte van in vivo ET bij de behandeling van Sociale Fobie. Het is namelijk essentieel dat men lang genoeg in de gevreesde situatie blijft en vaak genoeg in dezelfde situatie oefent, dat habituatie en falsificatie plaats vindt. Tevens is het van belang dat de sociale situaties niet te moeilijk zijn en daardoor eventueel niet worden doorstaan totdat de angst daalt, want daardoor zou een negatief effect van de behandeling
kunnen ontstaan. Dit kan bij in vivo ET problematisch zijn, omdat sociale situaties in het echte leven moeilijk te manipuleren en controleren zijn en vaak kort duren. Bij VRET zijn de
sociale situaties echter beter te manipuleren en te controleren door de therapeut. Mensen met verschillende Fobieën blijken VRET boven in vivo Exposure Therapie te verkiezen (Garcia-Palacios, Botella, Hoffman & Fabregat, 2007).
In verschillende onderzoeken lijkt de effectiviteit van VRET voor de behandeling van Specifieke Sociale Fobie naar voren te komen. Zo blijken 4 sessies VRET al te zorgen voor vermindering van Public Speaking Anxiety bij studenten en ook bij een klinische groep (Harris, Kemmerling & North, 2002; Anderson, Zimand, Hodges & Rothbaum, 2005). Daarnaast bleek VR wanneer gebruikt als exposure-component van CGT even effectief als in
vivo CGT en effectiever dan geen therapie voor de behandeling van Public Speaking Anxiety
(Wallach, Safir & Bar-Zwi, 2009). Bij follow-up bleef voor beide groepen dit effect behouden (Safir, Wallach & Bar-Zwi, 2012). Over de effecten op de lange termijn is verder nog weinig bekend.
Tevens zijn er aanwijzingen dat VRET ook effectief zou zijn voor de behandeling van Gegeneraliseerde Sociale Fobie. Klinger et al. (2005) lieten zien dat VRET even effectief blijkt als Cognitieve Gedragstherapie met in vivo ET voor de behandeling van
Gegeneraliseerde Sociale Fobie. In dit onderzoek werd echter geen vergelijking gemaakt met een groep die geen behandeling ontving. Ook wanneer wordt vergeleken met een
wachtlijstconditie blijkt VRET als component van Cognitieve Gedragstherapie effectiever dan geen behandeling en even effectief als Cognitieve Gedragstherapie met in vivo exposure (Robillard, Bouchard, Dumoulin & Guitard, 2010). Er is vooralsnog, vooral voor
Gegeneraliseerde Sociale Fobie, geen duidelijkheid over de effectiviteit van VRET als op zichzelf staande behandeling, dus niet in combinatie met Cognitieve Therapie.
In de hierboven beschreven onderzoeken werd de effectiviteit van VRET voornamelijk gemeten middels zelfrapportage. Bij zelfrapportage wordt de mate van Sociale Fobie gemeten door de deelnemer met behulp van vragenlijsten expliciet te vragen naar de ervaren angst voor sociale situaties en de vermijding daarvan. Dit is een veelgebruikte methode, maar het heeft ook zijn nadelen. Zo zijn zelfrapportage vragenlijsten gevoelig voor sociaal wenselijke antwoorden. Ook blijken sommige onderdelen van angst, zoals veiligheidsgedrag, een vorm van vermijding, moeilijk beschikbaar te zijn voor introspectie (Foa & Kozak, 1986). Door de mate van Sociale Fobie te meten met behulp van zelfrapportage, worden dus wellicht
belangrijke aspecten van de psychische stoornis niet gemeten.
Impliciete maten meten op een indirecte manier. Instructies worden niet expliciet gegeven, dus deelnemers weten niet wat er gemeten wordt en sociaal wenselijk antwoorden is daardoor niet mogelijk. De eerder genoemde vermijdingsbias en aandachtsbias, die bij
mensen met een Sociale Fobie aanwezig zijn, kunnen met behulp van impliciete maten gemeten worden. De vermijdingsbias kan gemeten worden met de Approach Avoidance Task (AAT) (Rinck & Becker, 2007), die in dit geval vermijding van gezichten met verschillende emoties op een indirecte manier meet. De AAT werd al eerder gebruikt als voor- en nameting om het effect van interventies te meten. (Wiers, Rinck, Dictus & van den Wildenberg, 2009; Wiers, Eberl, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2011). De aandachtsbias kan gemeten worden met de Dot-probe Task (DPT) (MacLeod, Mathews & Tata, 1986), tevens een impliciete taak. De DPT werd al eerder gebruikt om te meten of de aandachtsbias afnam als gevolg van aandachtstraining (Amir, Weber, Beard, Bomyea & Taylor, 2008; Amir, et al., 2009).
De AAT en Dot-probe zijn dus nog niet eerder gebruikt om de effectiviteit van een therapie voor Sociale Fobie mee te meten, maar de taken werden wel ingezet voor assessment, om de effectiviteit van de taak zelf als interventie te meten en lijken dus geschikt om in dit onderzoek de effectiviteit van therapie te meten. De Behavioral Assessment Task (BAT)
(Beidel, Turner, Jacob & Cooley, 1989) werd al wel eerder als objectieve maat naast
zelfrapportage vragenlijsten gebruikt om de effectiviteit van VRET te meten (Anderson et al., 2005; Garcia-Palacios, Botella, Hoffman & Fabregat, 2007; Wallach, Safir & Bar-Zwi, 2007). De BAT is een gedragsobservatie test waarbij een korte presentatie moet worden gegeven voor een klein publiek. De deelnemer wordt vervolgens op verschillende punten beoordeeld op de prestatie op de presentatie. De BAT is een derde manier naast de AAT en de DPT, om de mate van Sociale Fobie te meten zonder dat gebruik wordt gemaakt van zelfrapportage.
Samenvattend, is er grote behoefte aan een effectieve behandeling voor Sociale Fobie. Zelfrapportage is een manier van meten waar ook nadelen aan zitten, dus is het nuttig om de effectiviteit van psychotherapie te onderzoeken met impliciete maten en observeerbaar gedrag. In dit onderzoek wordt de effectiviteit van Virtual Reality Exposure Therapie voor Sociale Fobie onderzocht door te kijken naar de aandachtsbias (gemeten met Dot-probe Task), vermijdingsbias (gemeten met Approach Avoidance Task) en het geven van een presentatie (Behavioral Assessment Task). Gezien eerdere onderzoeken wordt verwacht dat VRET zorgt voor vermindering van aandachtsbias (gemeten met de DPT) en vermijdingsbias (gemeten met de AAT) en een verbetering in presentatie prestatie (gemeten met de BAT) na de
behandeling ten opzichte van voor de behandeling (hypothese 1). Daarnaast zullen VRET en
in vivo ET na de behandeling een lagere vermijdings- en aandachtsbias en hoger presentatie
prestatie laten zien dan na een wachtlijstperiode, maar zullen VRET en in vivo ET niet verschillen in mate van vermijdingsbias, aandachtsbias en presentatie prestatie (hypothese 2). Tevens zorgt behandeling met VRET voor een vermindering van aandachtsbias en
vermijdingsbias bij follow-up ten opzichte van voor de behandeling en verschillen VRET en
in vivo ET niet in mate van aandachtsbias en vermijdingsbias bij follow-up (hypothese 3).
Methode
Deelnemers
Aan het onderzoek deden 58 deelnemers mee. De deelnemers waren allen in de leeftijd van 18 tot 65 jaar en moesten vloeiend Nederlands spreken. Deelnemers hadden een
hoofddiagnose Sociale Fobie, zoals gemeten met de SCID (zie hieronder bij materialen). Exclusie criteria waren daarbij psychotische episoden in het verleden, suïcidale gedachten en afhankelijkheid van middelen. Tevens was het volgen van een Cognitieve Gedragstherapie voor de behandeling van Sociale Fobie gedurende het afgelopen jaar een exclusie criterium en dienden de deelnemers op het moment van het onderzoek geen andere behandeling te volgen.
Materialen
Om na de telefonische intake te controleren of de deelnemers in aanmerking kwamen voor dit onderzoek, werd de Social Interaction Anxiety Scale (SIAS) online afgenomen (Mattick & Clarke, 1998). De SIAS bestaat uit 20 items. Op de items werd geantwoord middels een 5-point Likert-scale, van 0 tot 4. Daarbij staat 0 voor ‘helemaal niet’ en 4 voor ‘heel erg’. In dit onderzoek werd, in plaats van de eigenlijke cut-off score van 33, gebruik gemaakt van een cut-off score van 29, om niemand te missen voor het intake gesprek. De SIAS bleek van goede discriminante validiteit (Peters, 2000).
Om te onderzoeken of sprake was van een diagnose Sociale Fobie, werd de sectie Sociale Fobie van de Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis-I (SCID-I) (First, Spitzer, Gibbon & Williams, 1998) en de sectie Ontwijkende Persoonlijkheidsstoornis van de Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis-II (SCID-II) (First, Gibbon, Spitzer, Williams & Benjamin, 1997), afgenomen. Beide gestructureerde interviews zijn georganiseerd per diagnose en elke sectie betrekt een verschillende As-I of Persoonlijkheidsstoornis. Het interview bevat per sectie verschillende vragen die door de interviewer hardop worden
voorgelezen en vervolgens worden gescoord. De SCID-I heeft een gemiddelde tot uitstekende
inter-rater betrouwbaarheid en voor de SCID-II is deze betrouwbaarheid voor de meeste
secties uitstekend (Lobbestael, Leurgans & Arntz, 2011).
De vermijdingsbias voor sociale stimuli, één van de afhankelijke variabelen, werd gemeten met de Approach-Avoidance Task (AAT) (Rinck & Becker, 2007). Dit is een impliciete test, die vermijding van gezichten met verschillende emoties op een indirecte manier mat. Daarbij waren op een computerscherm foto’s te zien van gezichten met een boze, walgende, lachende en neutrale emoties. De foto’s kwamen in random volgorde één voor één in beeld. Deelnemers hadden een joystick in hun hand, die ervoor zorgde dat een foto zich van hen af of naar hen toe bewoog. Hierbij was sprake van een zoom effect, de foto’s werden kleiner als de joystick weggedrukt werd en groter als ze er aan de joystick getrokken werd, zoals gebruikt door Rinck en Becker (2007). De foto’s waren te zien in een verschillend format, zoals eerder gedaan door Wiers, Rinck, Dictus en van den Wildenberg (2009).
Deelnemers kregen de instructie de foto’s in grijstinten weg te drukken en foto’s in sepia naar zich toe, of andersom. Hierdoor was de AAT impliciet, de instructies waren gericht op het format en niet op de emotie, wat uiteindelijke wel gemeten werd. De reactietijd op de verschillende foto’s bepaalt de score op de AAT.
De aandachtsbias voor sociale stimuli werd gemeten met de Dot-Probe Task (DPT) (MacLeod, Mathews & Tara, 1986), eveneens een impliciete test. Deelnemers kregen eveneens op een computerscherm 2 stimuli boven elkaar te zien, een foto met affectieve valentie en een foto zonder affectieve valentie. Op de foto’s waren gezichten van 8 individuen te zien, met een walgende of neutrale emotie, zoals eerder gebruikt door Amir, Weber, Beard, Bomyea en Taylor (2008). Nadat de 2 stimuli 500 milliseconde te zien waren, verdwenen deze en verscheen op de plaats van één van de stimuli de probe. Dit was de letten E of F en de deelnemer moest vervolgens aangeven met de corresponderende knop welke letter te zien
was. De reactietijd werd automatisch via de computer gemeten, waarna 2 volgende stimuli verschenen. De reactietijd van de foto’s met affectieve valentie werden bij elkaar opgeteld, evenals de reactietijd van de foto’s zonder affectieve valentie, wat de score bepaalde.
De geobserveerde presentatie prestatie werd gemeten middels een gedragsexperiment, de Behavioral Assessment Task (BAT) (Beidel, Turner, Jacob & Cooley, 1989). Daarbij werd een geïmproviseerde presentatie van 5 minuten gegeven voor 2 beoordelaars en daarnaast werd het op videocamera opgenomen. De deelnemer kon voor de presentatie kiezen uit een aantal gegeven onderwerpen, namelijk nucleaire energie, boerkaverbod, homohuwelijk, genetische selectie, euthanasie, verplichte orgaan donatie en republiek of monarchie. De Public Speaking Rating Scale (PSRS) (Rapee & Lim, 1992) werd gebruikt door 2
beoordelaars om de prestatie tijdens de presentatie te meten. De PSRS is een vragenlijst, die verschillende aspecten van angst meet, met behulp van 17 items. Voorbeelden van items zijn bijvoorbeeld ‘had zenuwtrekken in het gezicht’ of ‘stotterde’. Op de items werd geantwoord middels een 5-point Likert-scale, variërend van 0 ‘niet’ tot 4 ‘heel veel’. Voor het berekenen van de totaalscore werden de omgekeerde items omgescoord en vervolgens alles bij elkaar opgeteld. Er was een scoringsmogelijk van 0 tot 68, waarbij betekent hoe hoger de score, hoe beter de prestatie. De PSRS had een goede internale consistentie (r = .84) (Rapee & Lim, 1992). Tevens bleek er sprake van een goede betrouwbaarheid (α = ,875).
De onafhankelijke variabele werd gemanipuleerd door random toewijzing aan de VRET-conditie, de in vivo exposure-conditie of de controleconditie. In de 2 experimentele condities ontvingen deelnemers gedurende 5 weken, 2 keer per week een behandeling met exposure volgens protocol van Scholing en Emmelkamp (1993). Deze behandeling werd per deelnemer afgestemd. Na de uitleg van de rationale van de behandeling in de eerste sessie, werd in de tweede sessie een individuele hiërarchie gemaakt door therapeut en deelnemer, waarin de mate van angst voor sociale situaties steeds meer opliep. In de derde tot en met de
negende sessie werd de deelnemer aan de hand van deze hiërarchie, blootgesteld aan steeds moeilijkere sociale situaties. Per sessie werd in totaal een uur besteed aan exposure, waar tijd voor het invullen van vragenlijsten, voor- en nabespreking van de exposure en een pauze tussen de verschillende exposure-oefeningen nog bijkwam. De laatste sessie stond in het teken van terugvalpreventie. De VRET-conditie en de in vivo exposure-conditie verschilden van elkaar in de manier waarop de deelnemers aan sociale situaties werden blootgesteld. In de VRET-conditie waren dit virtuele werelden, die de deelnemer zag met behulp van een Head
Mounted Display (HMD), ontwikkeld door de Technische Universiteit Delft. Voorbeelden
van virtuele werelden zijn een gesprek met een onbekende bij een bushalte, een blind date of het geven van een presentatie. In de in vivo exposure-conditie werden sociale situaties opgezocht, zoals iemand op straat aanspreken, of door de therapeut gecreëerd, zoals met behulp van collega’s een publiek voor een presentatie samenstellen. In de controleconditie stonden deelnemers gedurende 5 weken op een wachtlijst, waarna zij één van de 2
behandelingen ontvingen. Deelnemers die 6 of meer sessies van de behandeling succesvol afrondden, werden gezien als treatment compleet en deelnemers die voortijdig uitvielen als
drop-out.
Procedure
Deelnemers meldden zich aan bij de PsyPoli van de Universiteit van Amsterdam (telefonisch of via e-mail), voor een behandeling voor Sociale Fobie. Vervolgens werden de eventuele deelnemers teruggebeld en volgde een telefonische screening. Tevens werd na het gesprek de Social Interaction Anxiety Scale (SIAS) (zie bij materialen) online afgenomen. Naar aanleiding van de telefonische screening en bij een SIAS-score hoger dan 29, werden de deelnemers uitgenodigd voor een intakegesprek op de Universiteit van Amsterdam. Bij het intakegesprek werd ook de SCID-I en II afgenomen. Wanneer aan de hand daarvan sprake
was van een hoofddiagnose Sociale Fobie of Ontwijkende Persoonlijkheidsstoornis, kon deelgenomen worden aan het onderzoek.
Vervolgens vond de voormeting plaats, waarbij de AAT, DPT en BAT werden afgenomen. Randomnisatie bepaalde dan of de deelnemers eerst op de 5 weken durende wachtlijst kwamen of meteen begonnen in één van de 2 experimentele condities. De deelnemers in de controleconditie kregen na de 5 weken wachtlijst, voor begin van de behandeling nogmaals een voormeting. Dan begon de behandeling met VRET of in vivo ET zoals beschreven onder materialen. Na de 5 weken durende behandeling werden bij de nameting eveneens de AAT, DPT en BAT afgenomen. Na 3 maanden werden de deelnemers nogmaals uitgenodigd voor de follow-up, waarbij ook de AAT, DPT, BAT en tevens de SCID-I en II werden afgenomen.
Design
Voor dit onderzoek werd gebruik gemaakt van een 3 x 3 design, met 3 tussen
proefpersoon factoren en 3 binnen proefpersoon factoren. Daarbij was sprake van 3 condities, namelijk de VRET, in vivo en wachtlijstconditie en er waren 3 meetmomenten, een
voormeting, een nameting en een follow up 3 maanden na afronding van behandeling.
Analyses
De data van de deelnemers die eerst op de wachtlijst stonden en vervolgens VRET of
in vivo ET kregen, werden voor de analyses zowel meegenomen voor de wachtlijstconditie,
als voor de desbetreffende behandelconditie. Daarbij fungeerde de nameting van de
wachtlijstconditie als voormeting van de VRET of in vivo conditie. Voor alle analyses werd een significantieniveau van .05 aangehouden.
Om de resultaten van de AAT te analyseren, werd een median reactietijd (RT) berekend voor alle 24 mogelijke combinaties van tijd (voor-, nameting en follow-up) en emotie (neutraal, blij, boos en walging) en vervolgens werd de verschilscore van richting (duwen min trekken) berekend. Negatieve scores wijzen daarbij op een vermijdingsbias en positieve scores op een benaderingsbias (MacLeod, Mathews & Tata, 1986). De medianen werden gebruikt om de invloed van ouliers te verminderen (Rinck & Becker, 2007; Wiers, et al., 2009, 2011).
Om hypothese 1 en 2 te testen, werd een mixed ANOVA gebruikt, met de factoren 3 (Conditie: VRET vs. in vivo vs. wachtlijst) x 2 (Tijd: voor- vs. nameting) x 4 (Emotie:
neutraal, blij, boos, walging). Wanneer sprake zou zijn van een significante 3-wegs interactie-effect, konden nog verdere analyses worden gedaan om de gevonden effecten te specificeren. Zo kon worden gebruik gemaakt van een mixed ANOVA, los per emotie met de factoren 3 (Conditie: VRET vs. in vivo vs. wachtlijst) x 2 (Tijd: voor- vs. nameting).
Om hypothese 3 te testen, werd eveneens een mixed ANOVA gebruikt, met de factoren 2 (Conditie: VRET vs. in vivo) x 3 (Tijd: voor- vs. nameting vs. follow-up) x 4 (Emotie: neutraal, blij, boos, walging). Ook hierbij konden nog verdere analyses worden gedaan, wanneer sprake zou zijn van een significante 3-wegs interactie. Hierbij was conditie steeds een tussen proefpersonen factor en tijd en emotie een binnen proefpersonen factor.
Om de resultaten van de Dot-probe Task te kunnen analyseren, werd een
aandachtsbias score berekend. Dit werd gedaan op de volgende manier, per meetmoment: (NTT+NTB)-(TNT+TNB) (MacLeod & Mathews, 1988). Om hypothese 1 en 2 te testen, werd een mixed ANOVA gebruikt, met de factoren 3 (Conditie: VRET vs. in vivo vs.
wachtlijst) x 2 (Tijd: voor- vs. nameting). Om hypothese 3 te testen, werd wederom een mixed ANOVA gebruikt, met de factoren 2 (Conditie: VRET vs. in vivo) x 3 (Tijd: voor- vs.
nameting vs. follow-up). Hierbij was conditie steeds een tussen proefpersonen factor en tijd een binnen proefpersonen factor.
Om hypothese 1 en 2 te testen en de resultaten van de BAT en PSRS te kunnen
analyseren, werden somscores berekend. Daarvoor werden de omgekeerde items omgescoord en dan de scores op alle items bij elkaar opgeteld, per meetmoment. De totaalscores van beoordelaar 1 en 2 werden bij elkaar opgeteld en vervolgens gedeeld, om een gemiddelde score van de 2 beoordelaars, per meetmoment te creëren. Om de verschillen tussen de
condities op de verschillende meetmomenten met elkaar te vergelijken, werd gebruik gemaakt van een mixed ANOVA, met 3 (Conditie: VRET vs. in vivo vs. wachtlijst) x 2 (Tijd: voor- vs. nameting). Daarbij was conditie een tussen proefpersonen factor en tijd een binnen
proefpersonen factor.
Databewerking
Bij de AAT wordt een trial als error gezien wanneer de instructie in eerste instantie verkeerd wordt opgevolgd, dus de joystick wordt naar zich toegetrokken wanneer deze weggeduwd zou moeten worden, of andersom. Er bleek sprake van een error in 1,7 procent van de trials en aangezien dit een kleine errorrate is, zijn de trials met een error niet meegenomen in de verdere analyses (Rinck & Becker, 2007). Tevens zijn trials met een reactietijd minder dan 450 of hoger dan 1600 niet meegenomen voor de verdere analyses (Ratcliff, 1993). Bij de DPT data werden ook de trials met error verwijderd en de trials met een RT kleiner dan 300 en groter dan 1300.
Resultaten
Aan het onderzoek deden 58 deelnemers mee. Er waren 9 deelnemers die minder dan 6 sessies afrondden en werden gezien als drop-out. Uit een Chi-kwadraat toets bleek dat de
drop-outs gelijk verdeeld waren over de condities, X² (2) = ,066, p = ,967. Deze werden
daarom niet meegenomen in de verdere analyses. Na uitval van de 9 deelnemers werden 49 deelnemers meegenomen in de verdere analyses. Hieronder waren 28 mannen en 38 vrouwen. Uit een Chi-kwadraat toets bleek dat mannen en vrouwen gelijk waren verdeeld over de condities, X²(2) = 1,068, p = ,586.
Als standaardisatiecontrole om te kijken of de condities niet op voorhand al van elkaar verschilden op DPT en de PSRS, werd per test een one-way ANOVA uitgevoerd op de
voormeting. De 3 condities bleken zowel op de DPT als de PSRS bij de voormeting niet van elkaar te verschillen, er werden geen significante verschillen gevonden en de standaardisatie bleek dus geslaagd. Ook werd gekeken of bij de voormeting los per emotie de verschilscores op de AAT verschilden voor de verschillende condities. Daarvoor werd gebruik gemaakt van een mixed ANOVA, met de factoren 3 (Conditie: VRET vs. in vivo vs. wachtlijst) x 4 (Emotie: neutraal, blij, boos, walging). De Greenhouse-Geisser correctie werd gebruikt, omdat niet werd voldaan aan de assumptie van sphericiteit. Uit de resultaten kwam naar voren dat er geen hoofdeffect was voor conditie, wat betekent dat de standaardisatie geslaagd was. Wel was er een hoofdeffect voor emotie, F(2,50) = 4,436, p = ,008. De verschilscore op de neutrale gezichten was significant lager dan op walging en boze gezichten en ook lager dan op blije gezichten, maar dat verschil was niet significant. Er was geen interactie-effect voor conditie en emotie.
Om hypothese 1 en 2 wat betreft de resultaten van de AAT te testen, werd een mixed ANOVA gebruikt, met de factoren 3 (Conditie: VRET vs. in vivo vs. wachtlijst) x 2 (Tijd: voor- vs. nameting) x 4 (Emotie: neutraal, blij, boos, walging) (zie Tabel 1 voor de gemiddelde verschilscores en standaardafwijkingen). Om te bekijken of werd voldaan aan de assumptie van normaliteit werd een Kolmogorov-Smirnov toets uitgevoerd. De data bleek normaal verdeeld per meetmoment voor de meeste emoties, met uitzondering van de VRET conditie
op walging gezichten bij de voormeting, D(22) = ,187, p = ,044, de in vivo conditie op boze gezichten bij de voormeting, D(21) = ,230, p = ,005, de VRET conditie op neutrale gezichten bij de voormeting, D(22) = ,199, p = ,024, de WL conditie op walgende gezichten bij de nameting, D(15) = ,286, p = ,002 en de VRET conditie op boze gezichten bij follow-up, D(14) = ,252, p = ,016. Bij bestudering van P-P en Q-Q plotten, bleek de data bij benadering
normaal verdeeld, dus werd besloten om toch parametrisch te analyseren. Om te onderzoeken of aan de assumptie van homogeniteit van de varianties werd voldaan, werd Levene’s toets uitgevoerd. Voor alle emoties per meetmoment waren de varianties gelijk voor de
verschillende condities, met uitzondering van blije gezichten bij de nameting, F(2,55) = 6,342, p = ,003 en boze gezichten bij follow-up, F(1,29) = 4,564, p = ,041. De assumptie van sphericiteit werd getoetst met Mauchly’s W en voor emotie bleek niet aan de assumptie te worden voldaan, W(5) = ,690, p = ,001, dus werd gebruik gemaakt van de Greenhouse-Geisser correctie.
Uit de resultaten bleek dat er geen hoofdeffect was voor tijd en conditie. Wel bleek sprake van een hoofdeffect voor emotie, F(2,45) = 6,054, p = ,002. De verschilscore op de neutrale gezichten was significant lager dan op walgende en boze gezichten en ook lager dan op blije gezichten, maar dat verschil was niet significant. Tegen de verwachtingen in werd er geen significante tweeweg of drieweg interactie-effect gevonden.
Om hypothese 3 voor de AAT te testen, werd eveneens een mixed ANOVA gebruikt, met de factoren 2 (Conditie: VRET vs. in vivo) x 3 (Tijd: voor- vs. nameting vs. follow-up) x 4 (Emotie: neutraal, blij, boos, walging) (zie Tabel 2 voor de gemiddelde verschilscores en standaardafwijkingen, het verschil in scores tussen Tabel 1 en Tabel 2 is te verklaren doordat alleen de deelnemers die deelnamen aan de follow-up zijn meegenomen in deze analyse, dit waren er minder, waardoor de gemiddelden op de voor- en nameting van Tabel 2 kunnen verschillen). Aangezien de assumptie van sphericiteit werd geschonden, werd de Greenhouse-
Tabel 1.
Gemiddelde Verschilscores (M) en Standaardafwijking (SD) van Median Reactietijd van Duwen en Trekken op de AAT voor de Voor- en Nameting op de 4 Verschillende Emoties per Conditie. Voormeting Nameting Emotie Conditie M SD M SD Walging VRET 54,41 93,49 21,00 70,61 In vivo 13,00 81,67 8,88 64,40 Wachtlijst 26,07 76,09 35,07 113,30 Totaal 32,09 85,55 20,25 80,94 Blij VRET 7,95 62,37 25,39 63,74 In vivo 9,33 52,21 ,02 34,88 Wachtlijst -24,53 56,10 1,60 43,79 Totaal ,05 58,12 10,05 50,41 Boos VRET 14,05 77,08 14,20 51,94 In vivo 14,74 98,32 17,00 69,85 Wachtlijst 11,70 71,12 6,53 41,70 Totaal 13,69 82,61 13,23 56,13 Neutraal VRET -25,98 77,18 -8,89 57,57 In vivo -14,33 48,31 -3,64 58,57 Wachtlijst -1,50 42,97 -12,03 80,13 Totaal -15,43 59,68 -7,80 63,35 19
Tabel 2.
Gemiddelde Verschilscores (M) en Standaardafwijking (SD) van Median Reactietijd van Duwen en Trekken op de AAT voor de Voor-, de Nameting en de Follow-Up op de 4 Verschillende Emoties per Conditie.
Voormeting Nameting Follow-up
Emotie Conditie M SD M SD M SD Walging VRET 58,86 123,55 24,82 72,42 -17,91 126,87 In vivo -10,20 73,77 4,13 70,23 6,67 53,17 Totaal 19,02 101,81 12,88 70,49 -3,73 90,41 Blij VRET 15,18 65,73 28,36 62,92 -16,95 72,90 In vivo 2,83 57,45 ,53 36,27 10,03 63,94 Totaal 8,06 60,12 12,31 50,17 -1,38 67,83 Boos VRET 28,77 85,04 7,73 64,23 -19,64 71,04 In vivo -13,67 55,38 17,67 80,54 11,07 44,71 Totaal 4,29 71,19 13,46 72,86 -1,92 58,12 Neutraal VRET -27,82 71,97 -5,18 46,23 10,36 61,17 In vivo -25,70 37,82 1,07 52,69 -16,00 70,05 Totaal -26,60 53,61 -1,58 49,18 -4,85 66,47 Tabel 3.
Gemiddelde Biasscore (M) en Standaardafwijking (SD) op de DPT voor de Voor- en Nameting op de 4 Verschillende Emoties per Conditie.
Voormeting Nameting Conditie M SD M SD VRET -11,21 46,19 -15,63 26,55 In vivo 11,06 37,60 19,03 42,62 Wachtlijst 3,32 46,40 -12,87 28,47 Totaal ,44 43,78 -2,62 36,79 20
Tabel 4.
Gemiddelde Biasscore (M) en Standaardafwijking (SD) op de DPT voor de Voor-, de Nameting en de Follow-Up op de 4 Verschillende Emoties per Conditie.
Voormeting Nameting Follow-up
Conditie M SD M SD M SD
VRET -4,36 32,36 -17,47 22,55 -8,90 38,93
In vivo 1,56 33,80 17,62 43,69 9,95 32,32
Totaal -,92 32,79 2,90 39,94 2,04 35,88
Tabel 5.
Gemiddelde Scoren (M) en Standaardafwijkingen (SD) op de PSRS voor de Voor- en Nameting. Voormeting Nameting Conditie M SD M SD VRET 49,16 7,14 52,02 6,29 In vivo 49,66 6,17 54,55 5,41 Wachtlijst 52,04 9,15 53,83 7,72 Totaal 49,97 7,21 53,40 6,29
Geisser correctie gebruikt. Uit de resultaten kwam geen hoofdeffect voor tijd en geen significant interactie-effect naar voren, wat tegen de verwachtingen in gaat.
Om de resultaten van de DPT en daarmee hypothese 1 en 2 te testen, werd een mixed ANOVA gebruikt, met de factoren 3 (Conditie: VRET vs. in vivo vs. wachtlijst) x 2 (Tijd: voor- vs. nameting) (zie Tabel 3 voor de gemiddelde biasscore en standaardafwijkingen). Met behulp van de Kolmogorov-Smirnov toets werd gekeken of de data normaal verdeeld was en uit de niet-significante resultaten bleek dat aan de assumptie van normaliteit werd voldaan op
alle meetmomenten. Met Levene’s toets werd onderzocht of aan de assumptie van
homogeniteit van de varianties voldaan werd. Uit de niet-significante resultaten bleek dat dit het geval was voor alle 3 de meetmomenten. Ook werd aan de assumptie van sphericiteit voldaan. Tegen de verwachtingen in werd er geen hoofdeffect voor tijd en geen interactie-effect tussen conditie en tijd gevonden.
Om hypothese 3 voor de DPT te testen, werd wederom een mixed ANOVA gebruikt, met de factoren 2 (Conditie: VRET vs. in vivo) x 3 (Tijd: voormeting vs. follow-up) (zie Tabel 4 voor de gemiddelde biasscores en standaardafwijkingen, het verschil in scores tussen Tabel 1 en Tabel 2 is te verklaren doordat alleen de deelnemers die deelnamen aan de follow-up zijn meegenomen in deze analyse, dit waren er minder, waardoor de gemiddelden op de voor- en nameting van Tabel 2 kunnen verschillen). Aan de assumptie van sphericiteit werd voldaan. Tegen de verwachtingen in lieten de resultaten geen hoofdeffect voor tijd en geen interactie-effect.
Om hypothese 1 en 2 wat betreft de PSRS te testen, werd gebruik gemaakt van een
mixed ANOVA, met 3 (Conditie: VRET vs. in vivo vs. wachtlijst) x 2 (Tijd: voor- vs.
nameting) (zie Tabel 5 voor de gemiddelden en standaardafwijkingen). Met een Kolmogorov-Smirnov toets werd onderzocht of de data normaal verdeeld was en uit de niet-significante resultaten bleek dat aan de assumptie van normaliteit werd voldaan voor zowel de voor- als nameting. Met Levene’s toets werd gekeken of aan de assumptie van homogeniteit van de varianties voldaan werd. Uit de niet-significante resultaten bleek dat dit het geval was voor de voor- en de nameting. Zoals verwacht komt uit de resultaten een significant hoofdeffect van tijd, F(1) = 26,866, p < ,001. Dus wanneer conditie buiten beschouwing wordt gelaten, wordt bij de nameting hoger gescoord op de PSRS dan bij de voormeting. Er was tegen verwachting in geen significant interactie-effect.
Conclusies en Discussie
In dit onderzoek werd de effectiviteit van Virtual Reality Exposure Therapy voor Sociale Fobie onderzocht door te kijken naar de vermijdingsbias, de aandachtsbias en het geven van een presentatie. Uit de resultaten kwam naar voren dat behandeling met VRET niet zorgde voor een verandering in vermijdingsbias en aandachtsbias, na behandeling ten
opzichte van voor behandeling. Wel was er na behandeling met VRET een betere presentatie prestatie. Er bleek geen sprake van een verandering in vermijdingsbias, aandachtsbias en presentatie prestatie, na behandeling, dat verschilde voor VRET, in vivo ET en de
wachtlijstperiode. Nog een opvallend gevonden resultaat is dat de vermijdingsbias voor neutrale gezichten hoger bleek dan voor walgende en boze gezichten. Uit de resultaten van de
follow-up meting kwam naar voren dat VRET en in vivo ET niet zorgden voor een
verandering in vermijdingsbias en aandachtsbias, bij follow-up vergeleken met voor de behandeling. Ook was er geen sprake van een verandering in vermijdingsbias en
aandachtsbias bij follow-up ten opzichte van voor behandeling, dat verschilde voor VRET en
in vivo ET.
Naar aanleiding van de resultaten kan hypothese 1, die stelde dat VRET zorgt voor vermindering van aandachtsbias en vermijdingsbias en een verbetering in presentatie prestatie na de behandeling ten opzichte van voor de behandeling, slechts gedeeltelijk worden
bevestigd. Alleen wat betreft de verbetering van de prestatie op presenteren blijkt VRET effectief. Hypothese 2, die stelde dat VRET en in vivo ET na de behandeling een lagere vermijdings- en aandachtsbias en hoger presentatie prestatie laten zien dan na een
wachtlijstperiode, maar dat VRET en in vivo ET niet verschillen in mate van vermijdingsbias, aandachtsbias en presentatie prestatie, moet worden weerlegd. Hypothese 3 stelde dat
behandeling met VRET zorgt voor een vermindering van aandachtsbias en vermijdingsbias bij
follow-up ten opzichte van voor de behandeling en dat VRET en in vivo ET niet verschillen in
mate van vermijdings- en aandachtsbias bij follow-up. Gezien de uitkomsten wat betreft de
follow-up meting, moet hypothese 3 ook worden weerlegd.
Met uitzondering van het positieve effect van VRET op presentatie prestatie, zijn alle verwachtingen dus niet uitgekomen. Dit heeft als consequentie dat VRET misschien niet effectief zou zijn voor het verminderen van de vermijdingsbias en aandachtsbias. Eerder onderzoek liet wel vermindering van klachten van Sociale Fobie zien, als gevolg van
behandeling met VRET (Harris et al., 2002; Klinger et al., 2005; Robillard et al., 2010). Het effect van behandeling werd in deze onderzoeken echter gemeten middels zelf-rapportage en in mindere mate ook met een BAT (Anderson et al., 2005; Wallach et al., 2007) en is daarom niet goed te vergelijken. Mogelijke verklaringen voor de in dit onderzoek gevonden resultaten zijn, dat de behandeling niet goed uit is gevoerd, of niet lang genoeg dat verandering in vermijdingsbias en aandachtsbias optreedt of dat de AAT en DPT toch geen goede maten zijn om Sociale Fobie te meten. Hier zal nog verder op in worden gegaan.
De geobserveerde presentatie prestatie, die wel verbeterde als gevolg van VRET, bleek te verbeteren in alle condities, dus ook door een wachtperiode. Een mogelijke verklaring hiervoor kan zijn, dat de opzet van de wachtperiode op zich al zorgde voor verbetering in de klachten van Sociale Fobie. Zo vond een telefonische screening plaats en een intakegesprek en het is mogelijk, dat deze gesprekken of juist het reizen naar de plaats waar de gesprekken plaats vonden, al zorgden voor een blootstelling aan een angstige situatie en daardoor vermindering van de klachten. Ook is er op het moment van nameting hoop op verbetering van de klachten, aangezien de behandeling bijna gaat starten. Dit zou er ook voor kunnen zorgen dat iemand zich minder angstig voelt. Het is lastig om in een klinische setting een goede controlegroep te vormen, er zijn belangrijke ethische regels die in acht moeten worden genomen. Een wachtlijstperiode lijkt daarom nog altijd de beste manier om een
controleconditie te vormen. Wellicht is het een mogelijkheid om bij vervolgonderzoek de
behandeling over een langere periode te geven, zodat mogelijk effect door intakegesprek en voormeting de tijd heeft om te stabiliseren.
Een andere verklaring voor de verbetering op presentatie prestatie voor de
wachtlijstgroep is het leereffect. Mogelijk zorgt het doen van de presentatie bij de voormeting ervoor dat iemand oefent met presenteren, waardoor de presentatie bij nameting beter gaat. Als het gevonden effect voor de wachtlijstgroep veroorzaakt is door het leereffect, is het mogelijk dat het effect voor VRET en in vivo ook veroorzaakt is door het leereffect. Eerder onderzoek naar VRET voor Sociale Fobie, waarbij de BAT gebruikt werd, laat echter bij nameting verschil zien tussen de wachtlijst- en experimentele condities (Wallach et al., 2007). Daarom lijkt het minder waarschijnlijk dat het gevonden effect veroorzaakt is door het
leereffect van de taak.
Een ander onverwacht resultaat was dat de vermijdingsbias voor neutrale gezichten hoger bleek dan voor boze en walgende. Dit is een opvallend resultaat aangezien eerdere onderzoeken waarbij de AAT gebruikt werd bij mensen met een Sociale Fobie juist een vermijdingsbias voor boze, walgende en blije gezichten rapporteerden (Heuer et al., 2007; Roelofs et al., 2009, 2010). Anderzijds zouden neutrale gezichten ambigue informatie kunnen geven aan mensen met een Sociale Fobie, wat vervolgens angst of vermijding tot gevolg heeft. Een studie van Cooney, Atlas, Joorman Eugène en Gotlib (2006) naar de
neurobiologische basis van emotionele processen bij Sociale Fobie liet namelijk zien dat ook neutrale gezichten activatie van de amygdala tot gevolg had. De resultaten op de AAT lieten daarnaast zien, dat bij de voormeting alleen op de neutrale gezichten onder nul gescoord werd. Negatieve scores, ontstaan door het verschil tussen duwen en trekken, zou wijzen op een vermijdingsbias en positieve scores op een benaderingsbias (MacLeod, Mathews & Tata, 1986). Het is dus de vraag of er eigenlijk wel vermijding voor walgende, boze en blije
gezichten was.
Ondanks dat uit de standaardisatiecontrole toetsen bleek dat de verschillende groepen bij voormeting niet van elkaar verschilden, lieten de gemiddelden van de AAT data bij voormeting grote verschillen zien. In onderzoek van Wiers et al. (2011) waar ook een AAT als voor- en nameting werd gebruikt, lagen bij voormeting de gemiddelden van de
experimentele en controleconditie veel dichter bij elkaar. De grote verschillen tussen de condities bij de voormeting vergroten de mogelijkheid dat in dit onderzoek de maten wat betreft de AAT niet goed waren.
Een punt van discussie is de vraag of de behandeling wel goed is uitgevoerd. Dat er geen verandering in vermijdingsbias en aandachtsbias heeft plaats gevonden als gevolg van VRET, komt wellicht doordat de behandeling niet goed is uitgevoerd. Dit is mogelijk maar lijkt onwaarschijnlijk, aangezien steeds gebruik is gemaakt van een eerder voor in vivo ET op expliciete maten effectief gebleken behandelprotocol (Scholing & Emmelkamp, 1993). Voor VRET werd dit protocol alleen aangepast wat betreft de manier van exposure, dus via virtuele werelden en bleef verder hetzelfde. Middels verslaglegging en wekelijkse supervisie werd toegezien of aan het protocol werd gehouden en daarnaast werden de therapeuten bij de supervisie begeleid in het geven van de behandeling. Bovendien verbeterde de presentatie prestatie door VRET en in vivo ET, wat betekent dat de behandeling effect had. Het lijkt dus onwaarschijnlijk dat de behandeling niet goed zou zijn uitgevoerd, wel is het mogelijk dat behandelingen volgens dit behandelprotocol niet effectief zouden zijn voor verandering op impliciete maten.
Er kan ook gediscussieerd worden of de AAT en de DPT wel echt goede maten zijn om het effect van een behandeling mee te meten, aangezien het de eerste keer is dat deze tests zijn gebruikt om het effect van VRET of in vivo ET te meten. Probleem zou kunnen zijn dat de AAT en DPT ook worden gebruikt als interventie op zich, wat ervoor kan zorgen dat een gevonden effect wordt veroorzaakt door het gebruik van de test. Er werd echter geen effect
voor meetmoment gevonden op de AAT en de DPT, dus dit was niet het probleem. In eerdere onderzoeken bleken de AAT en DPT het effect van deze korte interventies te kunnen
aantonen (Wiers et al., 2009, 2011; Amir et al., 2008, 2009). Het lijkt vooralsnog dus zeer aannemelijk dat deze tests verandering in vermijdingsbias en aandachtsbias als gevolg van een langdurige behandeling ook kunnen aantonen. Wellicht is het een idee om bij
vervolgonderzoek naar de effectiviteit van een behandeling voor Sociale Fobie de AAT en de DPT naast zelfrapportage vragenlijsten te gebruiken, wanneer blijkt dat impliciete en
expliciete maten hoog met elkaar correleren. Dan kan worden bekeken of dezelfde resultaten worden gevonden op de verschillende tests, aangezien dit nog niet eerder onderzocht is.
Tenslotte bestaat nog de mogelijkheid dat behandeling met VRET wel invloed heeft op de subjectief ervaren angst, maar niet op onderliggende processen als vermijding en selectieve aandacht. Wellicht zijn behandeleffecten makkelijker te vinden met zelf-rapportage en is er meer nodig om de stoornis onderliggende informatieverwerkingsprocessen, als de vermijdingsbias en aandachtsbias, te veranderen. Dit is het eerste onderzoek waarbij de invloed van VRET of in vivo voor Sociale Fobie op de vermijdingsbias en aandachtsbias werd onderzocht. Uit dit onderzoek blijkt dat het niet langer duurt voordat het effect van
behandeling zichtbaar is op impliciete maten, aangezien bij follow-up ook geen effect
gevonden is. Het is echter mogelijk dat een 5 weken durende behandeling niet lang genoeg is om vermijdingsbias en aandachtsbias te veranderen, wellicht is een langere behandelperiode nodig. Vervolgonderzoek waarbij gevarieerd wordt in therapieduur zou meer kunnen
uitwijzen.
In vervolgonderzoek kan ook gekeken worden aan welke aspecten er in de
behandeling voor Sociale Fobie aandacht moeten worden besteed om de vermijdingsbias en aandachtsbias te verminderen. Mogelijk werkt het beter om biases te verminderen door een gerichte interventie, zoals in onderzoek van Wiers et al. (2009, 2011) wordt gedaan met
behulp van de AAT en in onderzoek van Amir et al. (2008, 2009) met behulp van de DPT. Het integreren van interventies om biases te veranderen in lopende behandelingen kan ervoor zorgen dat de biases gerichter verminderd worden en kan wellicht daardoor de effectiviteit van de gehele behandeling vergroten.
Naar aanleiding van dit onderzoek kan geen eenduidige interpretatie gegeven worden over de effectiviteit van VRET voor het verminderen van een aandachtsbias, vermijdingsbias en verbeteren van presentatie prestatie bij mensen met een Sociale Fobie. Voorlopig kan de conclusie zijn dat dit onderzoek de effectiviteit van VRET voor de behandeling van Sociale Fobie niet aan heeft kunnen tonen op vermijdingsbias en aandachtsbias, maar wel positieve invloed blijkt te hebben op presenteren. Er zal eerst meer onderzoek moeten worden verricht, voordat VRET gebruikt kan worden voor de behandeling van mensen met een Sociale Fobie.
Literatuur
American Psychiatric Assoiation (2000). Diagnostic and statistical manual of mental
disorders (4th ed., text rev.). Washington, DC: Author.
Amir, N., Weber, G., Beard, C., Bomyea, J., & Taylor, C. T. (2008). The effect of a single session attention modification program on response to a public-speaking challenge in socially anxious individuals. Journal of Abnormal Psychology, 117, 860-868. Amir, N., Beard, C., Taylor, C. T., Klumpp, H., Elias, J., Burns, M., & Chen, X. (2009).
Attention training in individuals with generalized social phobia: a randomized controlled trial. J Consult Clin Pychol, 77, 961-973.
Anderson, P.L., Zimand, E., Hodges, L.F., & Rothbaum, B.O. (2005). Cognitive behavioral therapy for public-speaking anxiety using virtual reality for exposure. Depression and
Anxiety, 22, 156-158.
Barlow, D. H. (2008). Clinical handbook of psychological disorders. New York: Guilford Press.
Beidel, D. C., Turner, S. M., Jacob, R. G., & Cooley, M.C. (1989). Assessment of social phobia: reliability of an impromptu speech task. Journal of Anxiety Disorders, 3, 149-158.
Botella, C., Villa, H., Garcia-Palacios, A., et al. (2004). The use of VR in the treatment of panic disorders and agoraphobia. Stud Health Technol Inform, 99, 73–90.
Clark, D. M., & Wells, A. (1995). A cognitive model for social phobia. In: Heimberg, R. G., Leibowitz, M. R., Hope, D. A., & Schneier, F. R (ED.). Social phobia: diagnosis,
assessment, and treatment (pp. 69-93). New York: Guilford Press,.
Cooney, R. E., Atlas, L. Y., Joormann, J., Eugène, F., & Gotlib, I. H. (2006). Amygdala activation in the processing of neutral faces in social anxiety disorder: is neutral really neutral? Psychiatric Research: Neuroimaging, 148, 55-59.
Emmelkamp, P. M., Krijn, M., Hulsbosch, A. M., de Vries, S., Schuemie, M. J., & van der Mast, C. A. P. G. (2002). Virtual reality treatment versus exposure in vivo: a
comparative evaluation in acrophobia. Behaviour Research and Therapy, 40, 509–516. First, M. B., Gibbon, M., Spitzer, R. L., Williams, J. B. W., & Benjamin, L. S. (1997)
Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis II Personality Disorders (SCID II).
Washington, D.C.: American Psychiatric Press.
First, M. B., Spitzer, R. L., Gibbon, M., & Williams, J. B. W. (1998). Structured Clinical
Interview for DSM-IV Axis I Disorders (SCID-I). Washington, D.C.: American
Psychiatric Association.
Foa, E. B., & Kozak, M. J. (1986). Emotional processing of fear: exposure to corrective information. Psychological Bulletin, 99, 20-35.
Garcia-Palacios, A., Botella, C., Hoffman, H., & Fabregat, S. (2007). Comparing acceptance and refusal rates of virtual reality exposure vs. in vivo exposure by patients with specific phobias. CyberPsychology & Behavior, 10, 722-724.
Garcia-Palacios, A., Hoffman, H., Carlin, A., Furness, T. A., & Botella, C. (2002). Virtual reality in the treatment of spider phobia: a controlled study. Behaviour Research and
Therapy, 40, 983–993.
Harris, S.R., Kemmerling, R.L., & North, M.M. (2002). Brief virtual reality therapy for public speaking anxiety. CyberPsychology & Behavior, 5, 543-550.
Heuer, K., Rinck, M., & Becker, E. S. (2007). Avoidance of emotional facial expressions in social anxiety: the approach-avoidance task. Behavior Research and Therapy, 45, 2990-3001.
Hofmann, S. G. (2004). Cognitive mediation of treatment change in social phobia. Journal of
Consultancy and Clinical Psychology, 73, 393-399.
Katzelnick, D. J., Kobah, K. A., DeLeire, T., Henk, H. J., Greist, J. H., Davidson, J. R. T., et al. (2001). Impact of generalised social anxiety disorder in managed care. The
American Journal of Psychiatry, 158, 1999-2007.
Kessler, R. C., Tat Chiu, W., Demler, O., & Walters, E. E. (2005). Prevalence, severity, and comorbidity of 12-month DSM-IV disorders in the national comorbidity survey replication. Arch Gen Psychiatry, 62. 617-627.
Klinger, E., Bouchard, S., Légeron, M. D., Roy, S., Lauer, F., Chemin, I., & Nugues, P (2005). Virtual reality therapy versus cognitive behavior therapy for social phobia: A preliminary controlled study. CyberPsychology & Behavior, 8, 76-88.
Lamson, R. (1997). Virtual therapy of anxiety disorders. CyberEdge Journal, 4. 1–28.
Lobbestael, J., Leurgans, M., & Arntz, A. (2011). Inter-rater reliability of the structured clinical interview for DSM-IV axis I disorders (SCID I) and axis II disorders (SCID II).
Clinical Psychology and Psychotherapy, 18, 75–79.
MacLeod, C., Mathews, A., & Tata, P. (1986). Attentional bias in emotional disorders.
Journal of Abnormal Psychology, 95, 15-20.
Magee, W. J., Eaton, W. W., Wittchen, H. U., McGonagle, K. A., & Kessler, R. C. (1996). Agoraphobia, simple phobia, and social phobia in the National Comorbidity Survey.
Archives of General Psychiatry, 53, 159–68.
Miskovic, V. & Schmidt, L. A. (2012). Early information processing biases in social anxiety.
Cognition and Emotion, 26, 176-185.
Mogg, K., Philippot, P., & Bradley, B. P. (2004). Selective attention to angry faces in clinical social phobia. Journal of Abnormal Psychology, 113, 160-165.
North, M., North, S., & Coble, J. (1997). Virtual reality therapy for fear of flying. American
Journal of Psychiatry, 154. 130.
Nortje, C., Posthumus, T., & Möller, A. T. (2008). Comparison of integrated cognitive restructuring plus exposure with exposure alone in group treatment of generalised social anxiety disorder. South African Journal of Psychology, 38, 647-658. Olfson, M., Guardino, M., Streuning, E., Scheier, R., Hellman, F., & Klein, D. F. (2000).
Barriers to the treatment of social anxiety. American Journal of Psychiatry, 157, 283-291.
Peters, L. (2000). Discriminant validity of the Social Phobia and Anxiety Inventory (SPAI), the Social Phobia Scale (SPS) and the Social Interaction Anxiety Scale (SIAS).
Behaviour Research and Therapy, 38, 943-950.
Rapee, R. M., & Heimberg, R. G. (1997). A cognitive-behavioral model of anxiety in social phobia. Behavioural Research and Therapie, 35, 741-756.
Rapee, R. M., & Lim, L. (1992). Discrepancy between self- and observer ratings of performance in social phobics. Journal of Abnormal Psychology, 101, 728-731. Ratcliff, R. (1993). Methods for dealing with reaction time outliers. Psychological Bulletin,
114, 510-532.
Rinck, M., & Becker, E. S. (2007). Approach and avoidance in fear of spiders. Journal of
Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 38, 105-120.
Robillard, G., Bouchard, S., Dumoulin, S., & Guitard, T. (2010). Using virtual humans to alleviate social anxiety: Preliminary report from a comparative outcome study. Annual
Review of Cybertherapy and Telemedicine, 8, 46-48.
Roelofs, K., van Peer, J., Berretty, E., de Jong, P., Spinhoven, P., & Elzinga, B. (2009). HPA axis hyperresponsiveness is associated with increased social avoidance behavior in social phobia. Biological Psychiatry, 65, 336-343.
Roelofs, K., Putman, P., Schouten, S., Lange, W. G., Volman, I., & Rinck, M. (2010). Gaze direction differentially affects avoidance tendencies to happy and angry faces in socially anxious individuals. Behaviour Research and Therapy, 48, 290-294. Rothbaum, B., Hodges, L., Kooper, R., Opdyke, D., Williford, J. S., & North, M. (1995).
Effectiveness of computer-generated (virtual reality) graded exposure in the treatment of acrophobia. American Journal of Psychiatry, 152, 626–628.
Rothbaum, B., Hodges, L., Watson, B., Kessler, G. D., & Opdyke, D. (1996). Virtual reality exposure therapy in the treatment of fear of flying: a case report. Behavior Research
and Therapy, 34, 477-481.
Safir, M. P., Wallach, H. S. & Bar-Zwi, M. (2012). Virtual reality cognitive-behavior therapy for public speaking anxiety: one-year follow-up. Behavior Modification, 36, 235-246.
Schneier, F. R., Johnson, J., Hornig, C. D., Liebowitz, M. R., & Weissman, M. M. (1992). Social phobia. Comorbidity and morbidity in an epidemiologic sample. Arch Gen
Psychiatry, 49, 282-8.
Scholing, A., & Emmelkamp, P. M. G. (1993). Exposure with and without cognitive therapy for generalized social phobia: effects of individual and group treatment. Behavior
Research and Therapie, 31, 667-681.
Stein, M., & Kean, Y. (2000). Disabitity and quality of life in social phobia: epidemiologic findings. American Journal of Psychiatry, 157, 1606-1613.
Stever, J. (1992). Defining virtual reality: Dimensions determining telepresence. Journal of
Communications, 42, 73-93.
Wallach, H. S., Safir, M. P., & Bar-Zvi, M. (2009). Virtual reality cognitive behavior therapy for public speaking anxiety. Behavior Modification, 33, 314-338.
Wiederhold, B., Gevirtz, R., & Spira, J. (2001). In: Riva, G., & Galimberti, C. Towards
cyberpsychology: mind, cognition and society in the internet age. Amsterdam: IOS
Press.
Wiers, R. W., Rinck, M., Dictus, M. & van den Wildenberg, E. (2009). Relativity strong automatic appetitive action-tendencies in male carriers of the OPRM1 G-allele. Genes,
Brain and Behavior, 8, 101-106.
Wiers, R. W., Eberl, C., Rinck, M., Becker, E. S., & Lindenmeyer, J. (2011). Retraining automatic action tendencies changes alcoholic patients‘ approach bias for alcohol and improves treatment outcome. Psychological Science, 22, 490-497.
