Effecten van de Interpretatiebias voor
Neutrale Gezichten op Angst en Openheid
S.I. Breukhoven
Studentnummer: 5730341 Begeleiding: Dr. K.F.L. Dijk Datum: 28-08-2014
Masterthese Klinische Psychologie Universiteit van Amsterdam
Inhoudsopgave Abstract p. 3 Inleiding p. 3 Methode p. 7 Resultaten p. 13 Discussie p. 17 Referenties p. 21 2
Abstract
Mensen met sociale angststoornissen hebben de neiging om neutrale gezichten negatief te interpreteren. Mogelijk leidt deze bias tot een verhoging van angst en een mate van openheid die door anderen als afwijkend kan worden ervaren en tot negatieve reacties kan leiden. Om deze veronderstelde causaliteit te onderzoeken werd een training ontwikkeld om bij mensen zonder angststoornis een interpretatiebias voor neutrale gezichten te induceren. Met de training werd succesvol een negatieve, maar niet een positieve bias geïnduceerd. Effecten op angst bleven uit en deelnemers in beide condities vertoonden een niet wederkerige mate van openheid tijdens een fictief kennismakingsgesprek. Deelnemers in de negatieve conditie waren meer open over zichzelf dan deelnemers in de positieve conditie, wat geïnterpreteerd zou kunnen worden als een
tegenreactie op een gevoel van afwijzing als gevolg van de geïnduceerde bias. Op basis van deze studie kan niet worden geconcludeerd dat de interpretatiebias voor neutrale gezichten, angst en openheid causaal verbonden zijn. Suggesties worden gedaan voor vervolgonderzoek.
Inleiding
Mensen met een sociale angststoornis zijn bijzonder angstig voor sociale situaties en vermijden deze of doorstaan ze onder grote lijdensdruk (American Psychiatric Association, 2013). De angst is doorgaans dat zij iets zullen doen waardoor anderen hen zullen bekritiseren, vernederen of uitlachen (American Psychiatric Association, 2013; Stein & Stein, 2008). Daarnaast zijn veel patiënten bang dat lichamelijke symptomen van angst zoals blozen, zweten en trillen aan anderen zichtbaar zullen zijn (Bögels et al., 2010). Sociale angst heeft vaak grote gevolgen voor het leven van patiënten. Veel mensen met sociale angststoornissen hebben vanwege hun angst geen opleiding afgerond en vaak werken zij onder hun niveau (De Smedt & Pieters, 1999; Van Ameringen, Mancini & Farvolden, 2003). De angst heeft ook tot gevolg dat mensen met deze stoornis vaak in een sociaal isolement leven, terwijl zij doorgaans wel naar contact verlangen, wat tot eenzaamheid en depressieve symptomen kan leiden (Stein & Stein, 2008; Teo, Lerrigo & Rogers, 2013). Ook gaat een groot aantal mensen met sociale angststoornissen overmatig drinken om hun angst te reduceren, waardoor een bijkomend probleem en zelfs een comorbide stoornis kan ontwikkelen (Morris, Stewart & Harn, 2005; Carrigan & Randall, 2003). Bovendien leidt hun angst ertoe dat sociaal angstige mensen gebruik maken van veiligheidsgedragingen, mentale en gedragsmatige strategieën die bedoeld zijn om binnen een sociale situatie gevreesde gevolgen te beperken (Rapee & Heimberg, 1997; Clark & Wells, 1995; Clark & McManus, 2002; Stopa &
Clark, 2000). Eén van deze gedragingen is het vertonen van een niet wederkerige mate van openheid over zichzelf, self-disclosure (Alden & Bieling, 1998; Meleshko & Alden, 1993). Dit houdt in dat wanneer een gesprekspartner een hoge of lage mate van openheid toont, een sociaal angstig persoon hier niet op reageert met evenveel openheid, maar steeds dezelfde mate van openheid blijft vertonen (Meleshko & Alden, 1993). Niet angstige gesprekspartners daarentegen stemmen doorgaans de mate van openheid op elkaar af en reageren dus gereserveerd op een
interactiepartner met een lage mate van openheid en worden zelf opener als de ander dit wordt (Meleshko & Alden, 1993; Cozby, 1972). Openheid is echter een belangrijke factor in het vormen en behouden van interpersoonlijke relaties (Meleshko & Alden, 1993; Papsdorf & Alden, 1998). Mensen die een niet wederkerige mate van openheid vertonen worden door interactiepartners en observatoren minder aardig, meer ontwijkend en minder competent bevonden en deze geven aan minder graag in de toekomst contact met hen te willen (Alden & Bieling, 1998; Alden & Taylor, 2004; Meleshko & Alden, 1993; Papsdorf & Alden, 1998; Voncken & Dijk, 2013). Deze negatieve reacties bevestigen dus de vrees van mensen met sociale angst dat zij zullen worden afgewezen en op deze manier wordt de angst in stand gehouden (Voncken & Dijk, 2013; Alden & Bieling, 1998; Alden & Taylor, 2004; Papsdorf & Alden, 1998; Meleshko & Alden, 1993).
In vooraanstaande cognitieve theorieën over sociale angststoornissen wordt gesteld dat vertekeningen in de informatieverwerking waarschijnlijk een belangrijke rol spelen bij het ontstaan en het in stand houden van sociale angststoornissen (Clark & Wells, 1995; Rapee & Heimberg, 1997; Trower & Gilbert, 1989). Hierbij is vooral de verwerking van sociale informatie van belang. Mensen met een hoge mate van sociale angst hebben de neiging om ambigue en neutrale sociale informatie meer negatief te interpreteren dan mensen met een lage mate van sociale angst (Mathews & Mackintosh, 2000; Salemink, van den Hout & Kindt, 2007; Beard & Amir, 2008; Yiend, Mackintosh & Mathews, 2005). Een belangrijke bron van sociale informatie zijn gezichtsuitdrukkingen (Schofield, Coles & Gibb, 2007; Arrais et al., 2010).
Gezichtsuitdrukkingen hebben communicatieve waarde en kunnen stemming en gedrag
beïnvloeden (Bell, Bourke, Colhoun, Carter, Frampton & Porter, 2011; Lange et al., 2010; Arrais et al., 2010; Schofield et al., 2007). Omdat sociaal functioneren onder andere afhangt van het verwerken van relevante informatie uit de omgeving zouden vertekeningen in het verwerken van gezichtsuitdrukkingen dus een rol kunnen spelen bij sociale angst (Schofield et al., 2007; Bell et al., 2011; Garner, Mogg & Bradley, 2006; Arrais et al., 2010).
Mensen met sociale angststoornissen verschillen niet van mensen zonder angststoornis in accuratesse in het identificeren van gezichtsuitdrukkingen wanneer er eenduidig emoties worden uitgedrukt (Bell et al., 2011; Guttiérez-García & Calvo, 2014; Mohlman, Carmin & Price, 2007;
Phillipot & Douillez, 2005; Mullins & Duke, 2004). Gezichten drukken echter niet altijd duidelijk een emotie uit. Regelmatig is het gelaat redelijk vlak, niet negatief en niet positief. In dat geval wordt er gesproken van neutrale gezichten. Wanneer het neutrale of meer ambigue
gezichtsuitdrukkingen betreft, en er dus ruimte voor interpretatie is, denken mensen met sociale angststoornissen vaker dat er negatieve emoties worden uitgedrukt (Guttiérez-García & Calvo, 2014; Mohlman et al., 2007; Winton, Clark & Edelmann, 1995; Bell et al., 2011). Het bestaan van deze vertekening in het verwerkingsproces werd ook op neuraal niveau aangetoond, omdat er verschillende activatiepatronen van de amygdala werden gevonden bij mensen met sociale angststoornissen en mensen zonder stoornis wanneer zij foto’s van mensen met neutrale
gezichtsuitdrukkingen te zien kregen (Cooney, Atlas, Joormann, Eugène & Gotlib, 2006). Iemand met sociale angst zou bij het zien van iemand met een neutraal gezicht bijvoorbeeld eerder denken dat de persoon boos kijkt dan iemand zonder sociale angst. Naast het classificeren van neutrale gezichtsuitdrukkingen als negatief, verwachten mensen met sociale angst ook hogere emotionele en sociale kosten van interactie met mensen met neutrale gezichtsuitdrukkingen dan mensen met een lage mate van sociale angst (Douillez, Yzerbyt, Gilboa-Schechtman & Philippot, 2012; Schofield et al., 2007). Zij verwachten dus meer negatieve gevolgen voor zichzelf wanneer zij de interactie met mensen met neutrale gezichtsuitdrukkingen aan zouden gaan. Voor iemand met sociale angst zou een gevreesd negatief gevolg bijvoorbeeld bekritisering kunnen zijn. Samengenomen is er bij mensen met sociale angststoornissen dus sprake van een vertekening in de interpretatie van neutrale gezichten. Deze interpretatiebias bestaat uit een negatieve
interpretatie van de valentie van neutrale gezichten en een overschatting van de kosten van interactie met mensen met neutrale gezichten.
De interpretatiebias voor neutrale gezichten zou ingrijpende gevolgen kunnen hebben. Het steeds negatief interpreteren van neutrale stimuli zou dezelfde effecten kunnen hebben als herhaalde confrontatie met werkelijk negatieve stimuli (Mathews, 1990; Mathews & Mackintosh, 2000). Zo zou de negatieve interpretatie van neutrale gezichten direct angst tot gevolg kunnen hebben. Het is immers aannemelijk dat mensen die voortdurend boze, afkeurende, walgende of anderszins negatieve gezichtsuitdrukkingen denken te zien angstiger voor sociale interacties zullen zijn dan mensen die deze vertekening niet hebben. Mogelijk is de negatieve
interpretatiebias voor gezichten ook de oorzaak van de afwijkende mate van openheid bij sociaal angstige mensen. Mensen die denken dat hun interactiepartner hen niet aardig vindt kunnen namelijk gedrag gaan vertonen wat ertoe leidt dat ze inderdaad niet aardig gevonden worden (Curtis & Miller, 1986). Onder dit gedrag valt bijvoorbeeld het vertonen van een lagere mate van openheid. Het zou kunnen dat het juist de verwachting negatief geëvalueerd te worden is, die
door de interpretatiebias tot stand komt die er voor zorgt dat mensen met sociale angst een mate van openheid vertonen die door anderen vaak als onaangenaam wordt ervaren.
Hoewel causale relaties tussen vertekeningen in de interpretatie en angst en
veiligheidsgedrag in cognitieve theorieën over sociale angst wel altijd verondersteld worden, is dit verband voor deze bias nog niet aangetoond (Clark & Wells, 1995; Rapee & Heimberg, 1997; Trowrer & Gilbert, 1989). Vertekeningen in het interpretatieproces kunnen worden veranderd. Dit is onder andere aangetoond bij een negatieve interpretatiebias voor ambigue situaties. Uit voorgaand onderzoek naar deze bias is al gebleken dat de bias voor ambigue situaties te veranderen en bij gezonde mensen te induceren is door middel van cognitive bias modification for interpretation, CBM-I (o.a. Mathews & Mackintosh, 2000; Salemink et al., 2007; Beard & Amir, 2008; Yiend et al., 2005). Bij een veelgebruikte CBM-I trainingsmethode van Mathews en Mackintosh (2000) wordt door het herhaaldelijk actief genereren van positieve of negatieve interpretaties een interpretatiebias voor ambigue situatie getraind. Deze trainingsmethode kan worden aangepast om te worden toegepast op gezichten en is daardoor geschikt om de mogelijke causale relaties tussen de interpretatiebias voor neutrale gezichten, angst en openheid te
onderzoeken.
In deze studie werd door middel van een CBM-I training bij gezonde deelnemers een positieve of negatieve interpretatiebias voor neutrale gezichten geïnduceerd, afhankelijk van de conditie waarin zij geplaats waren. Zowel voor als na de training werden interpretatie, bestaande uit kosten en valentie, en angst gemeten. Tot slot voerden de deelnemers een
kennismakingsgesprek met een fictieve interactiepartner in de vorm van een chatsessie, waarbij de berichten van de fictieve interactiepartner opliepen in de mate van openheid. De berichten van de deelnemers werden na afloop gescoord op openheid.
Verwacht werd dat de interpretatie van neutrale gezichten van deelnemers in de positieve conditie na de training wat betreft zowel kosten als valentie positiever zou zijn en dat de
interpretatie van deelnemers in de negatieve conditie na de training negatiever zou zijn. Verwacht werd daarnaast dat de mate van angst in de positieve conditie op de nameting lager dan of gelijk aan de mate van angst op de voormeting zou zijn en dat de mate van angst in de negatieve conditie op de nameting hoger zou zijn dan op de voormeting. Van deelnemers in de positieve conditie werd verwacht dat de mate van openheid gedurende het kennismakingsgesprek zou toenemen. Van deelnemers in de negatieve conditie werd verwacht dat de mate van openheid gedurende het kennismakingsgesprek gelijk zou blijven. Ook werd verwacht dat de mate van openheid van de eerste berichten in de positieve conditie hoger zou zijn dan in de negatieve
conditie. Tot slot werd exploratief onderzocht of de geïnduceerde interpretatiebias zou generaliseren naar de interpretatie van ambigue situaties.
Methode Deelnemers
Aan dit onderzoek namen 75 eerstejaarsstudenten van de opleiding Psychologie van de Universiteit van Amsterdam mee. Studenten van deze opleiding dienden voor het behalen van hun propedeuse aan een aantal onderzoeken mee te doen waarvoor ze proefpersoonpunten toegekend kregen. Voor dit onderzoek ontvingen de deelnemers 1.5 proefpersoonpunt. Via de website lab.uva.nl konden studenten zich gedurende twee weken aanmelden voor deelname. Deelnemers werden willekeurig aan één van de twee condities toegewezen.
Van de 75 deelnemers stopten er drie voortijdig. Eén deelnemers stopte voor de eerste meting en één deelnemer stopte voor de training. Deze deelnemers werden uitgesloten van data-analyses. Van de positieve conditie stopte één deelnemer voor de recognitietaak. Beschikbare gegevens van deze deelnemer werden niet uitgesloten van data-analyses. Er waren in totaal 38 deelnemers in de positieve conditie en 35 in de negatieve conditie. Er werd gecontroleerd op verschillen tussen de condities wat betreft leeftijd, sekse en scores op de SIAS (Mattick & Clarke, 1998, zie Metingen) en de CES-D (Radloff, 1977, zie Metingen). Er bleken hierin geen verschillen te zijn tussen de condities, zie Tabel 1.
Tabel 1
Sekse, Gemiddelde Leeftijd en Gemiddelde Somscores op de SIAS en de CES-D met Standaarddeviaties per Conditie met Toetsingsgrootheden en P-Waarden
Positief (n = 38) Negatief (n = 35) Toetsingsgrootheid p
Sekse Mannen Vrouwen 47.4% 52.6% 40.6% 59.4% χ² = 0.32 .572 Leeftijd 20.53 (1.23) 21.07 (1.84) t = -1.37 .198 SIAS 20.13 (13.05) 19.69 (15.51) t = 0.13 .894 CES-D 13.63 (8.40) 13.54 (8.84) t = 0.04 .965 7
Manipulatie: Interpretatiebias
Voor dit onderzoek werden de deelnemers verdeeld over twee condities; een positieve en een negatieve conditie. In de positieve conditie werd een positieve interpretatiebias geïnduceerd en in de negatieve conditie werd een negatieve interpretatiebias geïnduceerd. Dit werd gedaan door middel van een aangepaste versie van een trainingsmethode die bedoeld is om een
interpretatiebias voor situaties tot stand te brengen (Mathews & Mackintosh, 2000). In plaats van verbale beschrijvingen van situaties werd in deze studie gebruik gemaakt van foto’s van mensen die een neutrale gezichtsuitdrukking vertonen met hieronder één zin over de persoon op de foto waarmee de interpretatie wat betreft kosten of valentie werd gemanipuleerd. Zo werden
bijvoorbeeld de zinnen “Deze persoon vindt jou aardig.” en “Deze persoon vindt jou stom.” gebruikt om de interpretatie met betrekking tot kosten te manipuleren en om de interpretatie wat betreft valentie te manipuleren de zinnen “Deze persoon voelt zich prettig.” en “Deze persoon voelt zich slecht.” in respectievelijk de positieve en de negatieve conditie. Er werden acht foto’s van mannen en acht foto’s van vrouwen van 18 tot 25 jaar oud gebruikt (Amsterdam Dynamic Facial Expression Set, Van der Schalk, Hawk, Fischer & Doosje, 2011). De 16 foto’s werden meerdere malen gebruikt. Alle deelnemers doorliepen acht blokken van zes inductietrials1.
De procedure van iedere trial was als volgt: eerst kwam er een foto in beeld (zie Figuur 1 voor een illustratie). Deelnemers werden geïnstrueerd goed naar het gezicht te kijken. Onder het gezicht verscheen na vijf seconden een zin waarvan één woord weggelaten was. Dit woord bepaalde of de zin een positieve of een negatieve interpretatie betrof. Op de volgende pagina werd een woordfragment getoond. Deelnemers dienden op de spatiebalk te drukken zodra zij wisten welk woord er hoorde te staan en vervolgens de (eerste) ontbrekende letter in te typen. Hierna kwam het volledige woord in beeld. Om ervoor te zorgen dat er wel naar de gezichten werd gekeken werd de deelnemers na het invullen van de letter gevraagd of ze een man of een vrouw hadden gezien door de vraag “Was de afgebeelde persoon een man?” of “Was de afgebeelde persoon een vrouw?” met ja of nee te beantwoorden door op het toetsenbord de letter ‘J’ of ‘N’ in te drukken. Bij een goed antwoord verscheen “Goede reactie!” in blauwe letters in beeld en bij een fout antwoord verscheen “Foute reactie!” in rode letters in beeld.
1 Naast de inductietrials waren er per blok ook twee probes. Deze waren gelijk aan de inductietrials, maar van de probes
was er ongeacht de conditie per blok steeds één positief en één negatief. De reactietijden van het afmaken van de woorden van de probes werden gemeten en door de andere onderzoekers gebruikt om te bepalen of deelnemers
sneller werden in het afmaken van woorden die qua valentie bij hun conditie pasten. Deze gegevens zijn niet opgenomen in de analyses en zullen daarom niet verder besproken worden.
8
Figuur 1. Illustratie van de inductiefase van een trial van de positieve interpretatietraining. Metingen
Sociale angst
Om te kunnen controleren voor sociale angst werd dit voor de training gemeten met de Nederlandse versie van de Social Interaction Anxiety Scale (SIAS; Mattick & Clarke, 1998). De SIAS bestaat uit 20 stellingen waarbij deelnemers per stelling dienen aan te geven in hoeverre deze bij hen past. Dit wordt gedaan op een vijf-punts Likertschaal van 0 “Helemaal niet van toepassing of waar voor mij” tot 4 “Helemaal van toepassing of waar voor mij”. Een
voorbeelditem: “Ik vind het moeilijk om oogcontact te maken met anderen.”. Gebruikt werden de somscores van de 20 items. Deze vragenlijst heeft goede interne consistentie, α = .91, en convergente, discriminante en constructvaliditeit (De Beurs, Tielen & Wollman, 2014). Depressieve symptomen
Om te kunnen controleren voor depressieve symptomen werden deze voor de training gemeten met de Nederlandse versie van de Center for Epidemiologic Studies Depression scale (CES-D; Radloff, 1977; Vertaald door Hanewald, 1987; Bewerkt door Bouma, Ranchor,
Sanderman & van Sonderen, 1995). Dit is een vragenlijst met 20 items waarbij deelnemers dienen aan te geven in hoeverre elk item het beste het gevoel of gedrag van de afgelopen week
weergeeft. Zij kunnen dit aangeven op een vier-punts Likertschaal van 0 “Zelden of nooit (minder dan 1 dag)” tot 3 “Meestal of altijd (5-7 dagen)”. Een voorbeelditem: “De afgelopen week had ik geen zin in eten, was mijn eetlust slecht.”. Gebruikt werden de somscores van de 20 items. De CES-D heeft goede interne consistentie, α > .79, en construct- en inhoudsvaliditeit (Bouma et al., 1995).
Interpretatie
De interpretatie van neutrale gezichten werd in twee delen gemeten: kosten en valentie. Dit werd gedaan door de deelnemers zowel voor als na de training zes foto’s van mensen met een neutrale gezichtsuitdrukking te tonen. Er werden vier foto’s van mannen en acht foto’s van vrouwen van 20 tot 30 jaar oud gebruikt (Karolinska Directed Emotional Faces; Lundqvist, Flykt & Öhman, 1998). Bij elk gezicht werden twee vragen gesteld. Voor kosten was de vraag: “Hoe zou het voor me zijn om met iemand die zo naar me kijkt om te gaan?”. Hierbij kon geantwoord worden op een zeven-punts Likertschaal van -3 “Het zou heel naar voor me zijn om met iemand die zo naar me kijkt om te gaan.” tot +3 “Het zou heel fijn voor me zijn om met iemand die zo naar me kijkt om te gaan.”. Voor valentie was de vraag: “Hoe ervaar ik dit gezicht?”, waarbij geantwoord kon worden op een zeven-punts Likertschaal van -3 “Heel erg negatief” tot +3 “Heel erg positief” (Schofield et al., 2007). De gemiddelde scores op de 6 vragen werden gebruikt om kosten en valentie te meten. De interne consistentie van deze metingen was matig, kosten op de voormeting, α = .65, kosten op de nameting, α = .65, valentie op de voormeting, α = .62, valentie op de nameting, α = .60.
Angst
De mate van angst werd zowel voor als na de training gemeten met de gemiddelde scores op de vier indicatieve angstitems en de twee omgescoorde contra-indicatieve items voor angst van de Nederlandse versie van de Positive Affect Negative Affect Schedule (PANAS; Watson, Clark & Tellegen, 1988; Peeters, Ponds, & Vermeeren, 1996). Deze vragenlijst bestaat uit 20 items. Ieder item bestaat uit een woord dat een gevoel beschrijft waarbij de deelnemer dient aan te geven in hoeverre dit woord weergeeft hoe hij/zij zich op het moment voelt. Dit wordt gedaan op een vijf-punts Likertschaal van 1 “Nauwelijks/niet” tot 5 “Heel erg”. Een voorbeelditem: “Angstig”. De schalen op deze vragenlijst hebben goede convergente, discriminante en
constructvaliditeit (Engelen, de Peuter, Victoir, van Diest & van den Bergh, 2006; Watson et al., 1988). De interne consistentie van de angstmetingen was voldoende tot goed, angst op de voormeting, α = .85, angst op de nameting, α = .77.
Openheid
Om de mate van openheid te meten dienden de deelnemers een kort
kennismakingsgesprek in de vorm van een chatsessie te voeren met een fictieve interactiepartner die werd gerepresenteerd door een foto van een persoon met een neutrale gezichtsuitdrukking. Deelnemers konden steeds kiezen uit een lijst met tien sleutelwoorden op basis waarvan ze de
ander iets over zichzelf dienden te vertellen (gezondheid, lichaam, partnerkeuze, vrije tijd, cadeaus, woede en verdriet, geld, persoonlijkheid, drugsgebruik en religie). Nadat ze een reactie van de fictieve interactiepartner hadden gelezen konden ze het volgende woord kiezen.
Proefpersonen mochten over hetzelfde onderwerp als hun fictieve interactiepartner schrijven, maar ze mochten ook een ander onderwerp kiezen. In totaal stuurde iedere deelnemer vijf berichten en ontving iedere deelnemer vier berichten. De berichten van de fictieve
interactiepartner liepen op in de mate van openheid. De berichten van de deelnemers werden in willekeurige volgorde gescoord door twee beoordelaars die blind waren voor de conditie waarin de deelnemers zaten op de kenmerken persoonlijk, emotioneel en informatief door drie vragen te beantwoorden. Voor persoonlijk was de vraag: “Hoe persoonlijk is het bericht?”. Deze vraag werd gescoord van -2 “Heel onpersoonlijk” tot +2 “Heel erg persoonlijk”. Voor emotioneel was de vraag: “Hoe emotioneel is het bericht?”. Deze vraag werd gescoord van -2 “Helemaal geen emotie” tot +2 “Heel veel emotie”. Voor informatief was de vraag: “Hoeveel informatie kom je te weten over de persoon door het bericht?”. Deze vraag werd gescoord van -2 “Heel weinig/niks” tot +2 “Heel veel”. Gebruikt werden de gemiddelde scores per bericht. De
interbeoordelaarsbetrouwbaarheid van de scores op deze kenmerken was voldoende tot goed, persoonlijk, α = .85, emotioneel, α = .77, informatief, α = .88.
Naast de variabelen om openheid te meten werden de berichten ook op valentie van inhoud en toon gescoord. Dit werd gedaan door de volgende vraag te beantwoorden: “Hoe is de valentie van het bericht?”. Deze vraag werd gescoord van -2 “Heel negatief” tot +2 “Heel positief”. De interbeoordelaarsbetrouwbaarheid van de scores op dit kenmerk was laag, α = .50. Interpretatie van situaties
Om te onderzoeken of de geïnduceerde interpretatiebias voor gezichten zou generaliseren naar situaties werd naast de interpretatie van neutrale gezichten ook de interpretatie van ambigue situaties gemeten door middel van een recognitietaak (Mathews & Mackintosh, 2000; Murphy, Hirsch, Mathews, Smith & Clark, 2007; Salemink et al., 2007). Het eerste deel van de
recognitietaak bestond uit 10 verbale omschrijvingen van situaties in drie of vier zinnen. In de laatste zin was steeds één van de laatste woorden weggelaten. Een voorbeeldzin: “Je concentreert je goed op de …”. Op de volgende pagina werd een woordfragment getoond, bijvoorbeeld “t-kst”. De onvolledige woorden betroffen niet duidelijk een positieve of negatieve interpretatie, maar de verhalen bleven ongeacht de conditie ambigu. Deelnemers dienden steeds de (eerste) ontbrekende letter in te vullen. Het correcte voorbeeldwoord is “tekst”. Elke beschrijving had een titel en deelnemers werden geïnstrueerd worden ook hier goed op te letten. In het tweede
deel van de recognitietaak verscheen steeds de titel van een eerder gelezen beschrijving in beeld met daaronder vier zinnen die gingen over de eerder beschreven situatie. Deelnemers dienden bij elk van de vier zinnen aan te geven in hoeverre deze volgens hen in overeenstemming was met het verhaal dat ze eerder gelezen hadden van 1 “Heel anders in betekenis” tot 4 “Heel gelijk in betekenis”. Eén van deze zinnen betrof altijd een positieve interpretatie van het gelezen verhaal en een ander steeds een negatieve interpretatie van het gelezen verhaal. Gemiddelde scores op deze zinnen werden gebruikt om te bepalen of er sprake was van een interpretatiebias voor ambigue situaties. Ook was er bij iedere titel een zeer positieve zin en een zeer negatieve zin, de foils. Deze zinnen bevatten echter informatie die niet paste bij het eerder gelezen verhaal. Gemiddelde scores op deze zinnen werden gebruikt om te bepalen of er sprake was van een positieve of negatieve responsbias. De interne consistentie van de passende interpretaties en de niet passende foils was matig tot voldoende, positieve interpretaties, α = .63, negatieve
interpretaties, α = .67, positieve foils, α = .77, negatieve foils, α = .68. Procedure
Via de website lab.uva.nl konden de deelnemers zichzelf aanmelden en direct beginnen met het onderzoek. Allereerst werd hen gevraagd gedurende de deelname plaats te nemen in een ruimte waar ze niet gestoord zouden worden. Hierna kregen zij de informed consent te lezen en werd hen toestemming gevraagd voor het koppelen van de gegevens van het onderzoek aan gegevens van enkele vragenlijsten die zij hadden ingevuld in de testweek van de Universiteit van
Amsterdam. Deze toestemming is gebruikt om de leeftijd en sekse van de deelnemers te
achterhalen. Vervolgens dienden zij eerst de SIAS, de CES-D en de PANAS in te vullen. Hierna volgde de voormeting van de interpretatie van neutrale gezichten, daarna de instructies voor de training en een oefentrial. Na de oefentrial werden deelnemers willekeurig aan één van de condities toegekend en ging de training van start. Alle deelnemers doorliepen acht blokken van zes inductietrials en twee probes. Na ieder blok konden zij indien gewenst even rust nemen. Na afloop van de training werden nogmaals de PANAS afgenomen en de interpretatie van neutrale gezichten gemeten. Hierop volgden de recognitietaak en tot slot de openheidstaak (het fictieve kennismakingsgesprek). Nu het experimentele gedeelte voorbij was werden de deelnemers ingelicht over het doel van het onderzoek en over de verschillende condities. Hierna doorliepen alle deelnemers nog eens een positieve training van acht blokken van zes inductietrials. Dit werd gedaan om negatieve effecten van de negatieve training tegen te gaan. Voor deelnemers in de positieve conditie werd het eveneens positief geacht om de positieve training nogmaals te doen. In totaal nam deelname ongeveer 90 minuten in beslag.
Resultaten
Van iedere conditie staan de gemiddelde scores op de metingen van kosten, valentie en angst en de daarbij horende standaarddeviaties in Tabel 2.
Tabel 2
Gemiddelde Scores op Kosten, Valentie en Angst op de Voormeting en de Nameting met Standaarddeviaties (SD) per Conditie
Positief (n = 38) Negatief (n = 35) Voor Na Voor Na Kosten -0.06 (0.50) -0.17 (0.53) -0.18 (0.63) -0.41 (0.61) Valentie -0.40 (0.48) -0.35 (0.48) -0.39 (0.58) -0.68 (0.59) Angst 2.10 (0.71) 1.97 (0.57) 1.94 (0.62) 1.90 (0.45) Interpretatie
Om te bepalen of de manipulatie van de interpretatie van neutrale gezichten geslaagd was werden op de gemiddelde scores op kosten en valentie twee herhaalde metingen ANOVA’s uitgevoerd met als binnen-deelnemers variabele meetmoment en als tussen-deelnemers variabele conditie. Hieruit bleek ten eerste een significant hoofdeffect van meetmoment op kosten, F(1, 71) = 5.98, p = .017, ηp2 =.078. Onverwacht bleken niet alleen scores in de negatieve conditie,
maar ook in de positieve conditie op de nameting lager te zijn dan op de voormeting. Er was geen significant hoofdeffect van conditie, F(1, 71) = 2.56, p = .114, ηp2 =.035. Ook was er geen
significante interactie tussen meetmoment en conditie, F(1, 71) = 0.90, p = .347, ηp2 =.012.
Op valentie was geen significant hoofdeffect van meetmoment, F(1, 71) = 3.61, p = .061, ηp2 = .048, en geen significant hoofdeffect van conditie, F(1, 71) = 2.17, p = .145, ηp2 = .030.
Wel bleek er een significante interactie tussen meetmoment en conditie te zijn, F(1, 71) = 7.52, p = .008, ηp2 = .096. De condities bleken op de voormeting niet te verschillen, t(71) = -0.11, p = .
914, maar op de nameting wel, t(71) = 2.64, p = .010. Afhankelijke t-toetsen per conditie wezen uit dat er geen significante verandering had plaatsgevonden in de positieve conditie, t(37) = -0.66, p = .515, maar dat scores van deelnemers in de negatieve conditie zoals verwacht significant waren gedaald, t(34) = 2.99, p = .005. De inductie van een negatieve interpretatiebias was ook wat betreft valentie succesvol. Omdat de twee groepen na de training significant van elkaar
verschilden werd de manipulatie als geslaagd beschouwd.
Om te onderzoeken of interpretaties meer positief of negatief waren werd ook getoetst of de gemiddelde scores significant verschilden van nul. Scores op de voormeting van kosten verschilden in beide condities niet significant van nul. Scores op de nameting van kosten bleken in de positieve conditie niet significant te verschillen van nul, maar waren in de negatieve conditie zoals verwacht significant kleiner dan nul, t(34) = -4.021, p < .001. Alleen de negatieve training had dus geresulteerd in werkelijk negatieve interpretaties wat betreft kosten. De scores op valentie waren in beide condities op beide meetmomenten significant kleiner dan nul, alle p’s < .001. Het was onverwacht dat deelnemers met een negatieve interpretatie wat betreft valentie aan het onderzoek begonnen. Van deelnemers in de positieve conditie werd niet verwacht dat zij na de training een negatieve interpretatie zouden hebben. Alleen van deelnemers in de negatieve conditie waren de scores op valentie op de nameting zoals verwacht werd.
Angst
Om te toetsen of de mate van angst in de positieve conditie was afgenomen en in de negatieve conditie was toegenomen werd op de gemiddelde scores op angst een herhaalde metingen ANOVA uitgevoerd met als binnen-deelnemers variabele meetmoment en als tussen-deelnemers variabele conditie. Hieruit bleek geen significant hoofdeffect van meetmoment, F(1, 71) = 3.62, p = .061, ηp2 = .048, of van conditie, F(1, 71) = 0.65, p = .424, ηp2 = .009. Ook werd
geen significant interactie-effect tussen meetmoment en conditie op angst gevonden, F(1, 71) = 1.10, p = .298, ηp2 = .015. Dit was niet in overeenstemming met de verwachtingen.
Openheid
Er waren vijf deelnemers in de positieve conditie en zes deelnemers in de negatieve conditie die bij één of meer van de berichten niets hadden ingevuld. Deze deelnemers zijn niet meegenomen in de data-analyses van de openheidstaak. De gemiddelde scores op de kenmerken persoonlijk, emotioneel, informatief en valentie van de openheidstaak zijn met 95%
betrouwbaarheidsintervallen weergegeven in Figuur 2.
Figuur 2. Gemiddelde scores per bericht van de openheidstaak op de kenmerken persoonlijk, emotioneel, informatief en valentie per conditie met 95% betrouwbaarheidsintervallen.
Op de gemiddelde openheidsscores werden herhaalde metingen ANOVA’s uitgevoerd met als binnen-deelnemers variabele tijd (berichtnummer) en als tussen-deelnemers variabele conditie. Hieruit bleken significante hoofdeffecten van conditie op de kenmerken persoonlijk, F(1, 59) = 4.96, p = .030, ηp2 = .078, emotioneel, F(1, 59) = 4.35, p = .041, ηp2 = .069, en informatief, F(1,
59) = 5.54, p = .022, ηp2 = .086. In tegenstelling tot de verwachting waren scores van deelnemers
in de positieve conditie gemiddeld lager dan scores van deelnemers in de negatieve conditie. Op het kenmerk informatief werd ook een hoofdeffect van tijd gevonden, F(4, 236) = 3.06, p = .017, ηp2 = .049. Er was echter geen sprake van een significante lineaire trend, F(1, 59) = 2.773, p =
.101, ηp2 = .045. Er werden geen significante hoofdeffecten van tijd gevonden op de kenmerken
persoonlijk, F(4, 236) = 0.59, p = .672, ηp2 = .010, en emotioneel, F(4, 236) = 1.76, p = .137, ηp2
= .029. Ook werden er geen significante interacties gevonden tussen tijd en conditie op
persoonlijk, F(4, 236) = 0.17, p = .951, ηp2 = .003, emotioneel, F(4, 236) = 1.61, p = .172, ηp2 =
.027, en informatief, F(4, 236) = 0.98, p = .414, ηp2 = .016. In tegenstelling tot de verwachtingen
volgden deelnemers uit de positieve conditie dus niet de oplopende mate van openheid van de fictieve interactiepartner, maar bleven deelnemers uit beide condities gedurende het
kennismakingsgesprek dezelfde mate van openheid vertonen.
Ook op de gemiddelde scores op het kenmerk valentie werd een herhaalde metingen ANOVA uitgevoerd met als binnen-deelnemers variabele tijd (berichtnummer) en als tussen-deelnemers variabele conditie. Hieruit bleek een significant hoofdeffect van tijd, F(4, 236) = 3.71, p = .006, ηp2 = .059. Het ging om een significante lineaire trend, F(1, 59) = 7.06, p = .010, ηp2 =
.107. Berichten van deelnemers in beide condities werden gedurende het gesprek negatiever. Er was geen significant hoofdeffect van conditie, F(1, 59) = 0.82, p = .369, ηp2 = .014, en geen
significante interactie, F(4, 236) = 0.63, p = .645, ηp2 = .010.
Interpretatie van situaties
Van iedere conditie staan de gemiddelde scores per zin van de recognitietaak en de daarbij horende standaarddeviaties in Tabel 3.
Tabel 3
Gemiddelde Scores per Zin van de Recognitietaak met Standaarddeviaties (SD) per Conditie
Positief (n = 37) Negatief (n = 35) Valentie Type Positief Interpretatie 2.87 (0.44) 2.87 (0.41) Foil 2.24 (0.55) 2.14 (0.47) Negatief Interpretatie 2.36 (0.51) 2.64 (0.35) Foil 1.71 (0.45) 1.84 (0.42)
Op deze gemiddelden werd een herhaalde metingen ANOVA uitgevoerd met als
binnen-deelnemers variabelen valentie van de zin (positief of negatief) en type (interpretatie of foil) en als tussen-deelnemers variabele conditie. Hieruit bleek geen significant hoofdeffect van conditie, F(1, 70) = 1.84, p = .179, ηp2 = .026. Wel was er een significant hoofdeffect van valentie, F(1, 70) =
31.62, p < .001, ηp2 = .311. Er werd hoger gescoord op positieve items dan op negatieve items.
Ook werd een hoofdeffect van type gevonden, F(1, 70) = 261.59, p < .001, ηp2 = .789. Er werd
hoger gescoord op de passende interpretaties dan op de niet passende foils. Er waren geen significante interacties tussen conditie en valentie, F(1, 70) = 3.32, p = .073, ηp2 = .045, tussen
conditie en type, F(1, 70) = 2.02, p = .159, ηp2 = .028, en tussen valentie en type, F(1, 70) = 0.61,
p = .439, ηp2 = .009. Ook de driewegsinteractie tussen conditie, valentie en type was niet
significant, F(1, 70) = 0.095, p = .759, ηp2 = .001.
Discussie
In deze studie werd onderzocht of de interpretatiebias voor neutrale gezichten causaal gerelateerd is aan angst en openheid. Hiertoe werd een training ontwikkeld om deze bias te induceren. Deze was succesvol in het induceren van een negatieve interpretatiebias voor neutrale gezichten, wat betreft zowel kosten als valentie. Een positieve bias werd echter niet geïnduceerd. Omdat deelnemers uit de twee condities na de training in ieder geval wat betreft valentie van elkaar verschilden in hun interpretatie van neutrale gezichten zou deze methode geschikt kunnen zijn om causaliteit te onderzoeken. Op basis van de huidige studie kan echter niet geconcludeerd worden dat de interpretatiebias voor neutrale gezichten leidt tot veranderingen van angst of dat deze van invloed is op de mate van wederkerigheid van openheid. De mate van angst bleef immers gelijk en deelnemers in beide condities vertoonden een niet wederkerige mate van openheid. Wel waren deelnemers waarbij een negatieve interpretatiebias was geïnduceerd meer open over zichzelf in het fictieve kennismakingsgesprek dan deelnemers die de positieve training hadden gevolgd. Van generalisatie van de bias naar de interpretatie van situaties was geen sprake. De reden dat de interpretatie van deelnemers na de positieve training niet ten goede was veranderd is niet duidelijk. Mogelijk is het moeilijker een positieve bias voor gezichten te induceren dan een negatieve bias. In inductiestudies naar de interpretatiebias voor ambigue situaties werd dit onderscheid echter niet gevonden (o.a. Salemink et al., 2007; Mathews & Mackintosh, 2000; Yiend et al., 2005; Lange et al., 2010). Het zou kunnen dat dit alleen voor deze steekproef geldt. Dit zou te maken kunnen hebben met de negatieve interpretatie van valentie waarmee deelnemers aan het onderzoek begonnen. In studies waarin een positieve
interpretatiebias voor ambigue situaties werd geïnduceerd werd vaak geen gebruik gemaakt van een voormeting van interpretatie, waardoor niet kan worden onderzocht of de interpretatie op de voormeting in deze studies een rol speelde bij de inductie (Salemink, Kindt, Rienties & van den Hout, 2014; Murphy et al., 2007; Salemink et al., 2007; Mathews & Mackintosh, 2000; Lange et al., 2010). In studies waarin wel gebruik werd gemaakt van een voormeting en waarin bij deelnemers die begonnen met een meer negatieve interpretatie met succes een positieve
interpretatiebias werd geïnduceerd bestond de training uit meerdere sessies (Beard & Amir, 2008; Vassilopoulos, Banerjee & Prantzalou, 2009; Salemink, van den Hout & Kindt, 2009). Mogelijk is een meerdaagse training eveneens nodig voor het induceren van een positieve interpretatiebias voor gezichten bij mensen die met een meer negatieve interpretatie aan de training beginnen.
In vervolgonderzoek zou het interessant kunnen zijn een impliciete meting van
interpretatie toe te voegen, om te kunnen bepalen of er onbewust wellicht veranderingen in de interpretatie plaatsvinden die niet worden geregistreerd op de expliciete meting. Impliciete metingen reflecteren automatische associaties in het geheugen, die tot uiting kunnen komen op expliciete metingen (Gawronski & LeBel, 2008). Een reden dat impliciete en expliciete metingen van interpretatie tot verschillende resultaten kunnen leiden is dat impliciete metingen niet afhankelijk zijn van beschouwingen van aanvullende informatie. Bij expliciete metingen kan dit wel hel geval zijn (Gawronski & LeBel, 2008). Zo zou het kunnen dat deelnemers in de huidige studie niet alleen op hun gevoel afgingen bij het beantwoorden van de vragen, maar dat zij hierbij bijvoorbeeld beredeneerden waarom het positieve of negatieve gevolgen voor hen zou hebben om met de persoon op de foto om te gaan of dat zij zich afvroegen wat de onderzoekers van hen zouden verwachten (MacLeod & Cohen, 1993). Overwegingen als deze zouden ervoor kunnen zorgen dat eventuele effecten van de training niet op de expliciete meting tot uiting komt. Een manier om de interpretatie van neutrale gezichten impliciet te meten is met gebruik van
incidenteel leren (Yoon & Zinbarg, 2008). Hierbij wordt eerst een foto van een gezicht getoond, gevolgd door een letter. Aan de deelnemers is het de taak de locatie van deze letter op het scherm zo snel mogelijk te detecteren. In de eerste fase van deze taak leren deelnemers dat de letter na negatieve gezichten vaak aan de ene kant van het scherm verschijnt en na positieve gezichten vaak aan de andere kant van het scherm. In de tweede fase worden neutrale gezichten toegevoegd en wordt gemeten of reactietijden korter zijn wanneer de letter aan de negatieve kant verschijnt dan wanneer de letter aan de positieve kant verschijnt.
Het uitblijven van effecten op angst zou kunnen betekenen dat de interpretatiebias voor neutrale gezichten hier niet causaal aan gerelateerd is. Dit zou niet passen bij theorieën waarin gesteld wordt dat vertekeningen in de interpretatie van sociale informatie een causale rol zouden kunnen spelen bij het ontstaan en het in stand houden van sociale angststoornissen (Clark & Wells, 1995; Rapee & Heimberg, 1997; Trower & Gilbert, 1989). Er zijn een aantal mogelijke alternatieve verklaringen voor het uitblijven van effecten op angst. Ten eerste zou het te maken kunnen hebben met een gebrek aan inleving in de training van de deelnemers. In vergelijkbaar onderzoek naar de interpretatiebias voor ambigue situaties is gebleken dat het inzetten van persoonlijke betekenis voor het induceren van een interpretatiebias niet noodzakelijk is, maar dat
effecten op angst en stemming zonder deze inzet uitblijven (Mathews & Mackintosh, 2000; Yiend et al., 2005). Hoewel een groot deel van het materiaal in de trainingen van de huidige studie de deelnemers betrof, bijvoorbeeld “Deze persoon vindt jou onaardig.”, is het mogelijk dat dit niet voldoende was voor de deelnemers om zich in te leven en veranderingen in angst tot stand te brengen. Mogelijk is het nodig deelnemers duidelijker te instrueren dat zij zich dienen in te leven of is het toevoegen van meer context vereist. Ook zou het verhogen van het aantal sessies hieraan kunnen bijdragen.
Een tweede mogelijke verklaring voor het feit dat er geen effect op angst gevonden werd is dat de geïnduceerde bias hiervoor wellicht niet sterk genoeg was. In voorgaand onderzoek waarin gewerkt werd met CBM-I waren de effecten van de training op de interpretatie vaak groter dan de effecten op angst (o.a. Salemink et al., 2007; Mathews & Mackintosh, 2000; Amir & Taylor, 2012). In de huidige studie waren de effectgroottes van de training op kosten en valentie niet groot. Het zou kunnen dat er een sterkere bias nodig is om effecten op angst tot stand te brengen. Dit zou mogelijk bereikt kunnen worden door het intensiveren van de training,
bijvoorbeeld door meer inductietrials toe te voegen, deelnemers meerdere sessies te laten volgen of de woorden bij de foto’s meer positief of negatief te maken.
Tot slot zou het zo kunnen zijn dat de interpretatiebias niet direct tot veranderingen van angst leidt, maar dat dit alleen onder stressvolle omstandigheden het geval is (Hallion & Ruscio, 2011; MacLeod, Rutherford, Campbell, Ebsworthy & Holker, 2002; Wilson & MacLeod, 2006; Salemink, van den Hout & Kindt, 2007a). Mogelijk creëert de negatieve interpretatiebias een bepaalde kwetsbaarheid die in stressvolle situaties tot een verhoging van angst kan leiden. Dit zouden sociale situaties kunnen zijn, zoals een ontmoeting met nieuwe mensen of een
sollicitatiegesprek, maar ook stressvolle dagelijkse situaties, zoals het haasten om op tijd te komen voor een belangrijke afspraak. In al deze voorbeelden is het namelijk waarschijnlijk dat men in aanraking komt of moet interacteren met mensen met neutrale gezichten. In vervolgonderzoek zou een taak waarin stress wordt geïnduceerd kunnen worden toegevoegd om te bepalen of de mate van angst hoger is bij mensen met een negatieve bias dan bij mensen zonder deze bias. Voorbeelden van stressoren die zouden kunnen passen bij de interpretatiebias voor neutrale gezichten zijn de aankondiging van een ontmoeting met onbekenden en de opdracht om een toespraak te houden (Klumpp & Amir, 2010; Murphy et al., 2007).
Van de mate van openheid werd verwacht dat deze gedurende het fictieve
kennismakingsgesprek bij deelnemers in de positieve conditie zou oplopen en bij deelnemers in de negatieve conditie gelijk zou blijven. Omdat zowel in de negatieve als in de positieve conditie een niet wederkerige mate van openheid werd gevonden kan niet worden geconcludeerd dat dit
het gevolg was van de geïnduceerde negatieve interpretatiebias. Een mogelijke verklaring voor dit patroon is dat deelnemers wisten dat de interactie fictief was en dat zij daarom geen behoefte voelden om zich aan te passen aan het niveau van openheid van de interactiepartner. Het gevoel dat berichten van een interactiepartner niet exclusief en persoonlijk voor hen bedoeld zijn kan er namelijk toe leiden dat mensen minder geneigd zijn de mate van openheid van hun
interactiepartner te volgen (Omarzu, 2000). Wellicht zijn eventuele effecten van de
interpretatiebias op openheid beter te bepalen in een setting waarbij deelnemers echt contact hebben met een interactiepartner (o.a. Voncken & Dijk, 2013; Alden & Bieling, 1998; Meleshko & Alden, 1993; Papsdorf & Alden, 1998). Desalniettemin kunnen fictieve virtuele interacties in staat zijn sociale situaties na te bootsen en effecten op gedrag hebben, dus mogelijk de
onderzoeksopzet niet de oorzaak van deze bevindingen, maar was er een andere reden dat deelnemers uit beide condities de mate van openheid van hun fictieve interactiepartner niet volgden (Parise, Kiesler, Sproull & Waters, 1996; Dehn & Mulken, 2000).
Tegen de verwachting in waren deelnemers die de negatieve training hadden gevolgd meer open over zichzelf dan deelnemers die de positieve training hadden gevolgd. Dit zou te maken kunnen hebben met de behoefte aan sociale acceptatie na de lange negatieve training (Omarzu, 2000). Mogelijk was de hogere mate van openheid bij deze deelnemers een tegenreactie op de pas geïnduceerde bias omdat zij zich afgewezen voelden (Mallott, Maner, DeWall &
Schmidt, 2009). Het is namelijk zo dat mensen zonder sociale angststoornis die zich afgewezen voelen en de behoefte hebben aan sociale acceptatie meer sociaal gedrag kunnen gaan vertonen, waaronder een hogere mate van openheid, omdat zij nastreven aardig gevonden te worden (Omarzu, 2000; DeWall & Richman, 2011; Mallot et al., 2009). Mensen met een hoge mate van sociale angst daarentegen kunnen op een gevoel van afwijzing juist reageren met minder sociaal gedrag (Mallot et al., 2009). Deelnemers uit de positieve conditie kregen veel positieve bevestiging tijdens de training dus voor hen waren de behoefte aardig gevonden te worden en de behoefte aan sociale acceptatie waarschijnlijk minder sterk aanwezig.
Hoewel deze studie geen duidelijkheid heeft kunnen verschaffen in de mogelijke causale relaties tussen de interpretatiebias voor neutrale gezichten, angst en openheid lijkt de ontwikkelde trainingsmethode geschikt om deze verder te onderzoeken omdat met succes een negatieve interpretatiebias geïnduceerd kon worden en omdat de condities na de training verschilden in de interpretatie van neutrale gezichten met betrekking tot valentie. Suggesties voor
vervolgonderzoek zijn om deelnemers meerdere trainingssessies te laten volgen en een impliciete meting, een stresstaak en een echte interactietaak toe te voegen. Mogelijk kan dan worden aangetoond of de veronderstelde causale verbanden daadwerkelijk bestaan.
Referenties
Alden, L. E., & Bieling, P. (1998). Interpersonal consequences of the pursuit of safety. Behaviour Research and Therapy, 36, 53-64. Doi: 10.1016/S0005-7967(97)00072-7
Alden, L. E., & Taylor, C. T. (2004). Interpersonal processes in social phobia. Clinical Psychology Review, 24, 857-882. Doi: 10.1016/j.cpr.2004.07.006
American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statistical manual of mental disorders 5th ed. (DSM-V). Arlington, VA: American Psychiatric Publishing.
Ameringen, M. van, Mancini, C., & Farvolden, P. (2003). The impact of anxiety disorders on educational achievement. Anxiety Disorders, 17, 561-571. Doi:
10.1016/S0887-6185(02)00228-1
Amir, N., & Taylor, C. T. (2012). Interpretation training in individuals with generalized social anxiety disorder: A randomized controlled trial. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 80, 3, 497-511. Doi: 10.1037/a0026928.
Arrais, K. C., Machado-de-Sousa, J. P., Trzesniak, C., Filho, A. S., Ferrari, M. C. F., Osório, F. L., … & Crippa, J. A. S. (2010). Social anxiety disorder women easily recognize fearfull, sad and happy faces: The influence of gender. Journal of Psychiatric Research, 44, 535-540. Doi: 10.1016/j.jpsychires.2009.11.003
Beard, C., & Amir, N. (2008). A multi-session interpretation modification program: Changes in interpretation and social anxiety symptoms. Behaviour Research and Therapy, 46, 1135-1141. Doi: 10.1016/j.brat.2008.05.012
Bell, C., Bourke, C., Colhoun, H., Carter, F., Frampton, C., & Porter, R. (2011). The misclassification of facial expressions in generalized social phobia. Journal of Anxiety Disorders, 25, 278-283. Doi: 10.1016/j.janxdis.2010.10.001
Beurs, E. de, Tielen, D., & Wollmann, L. (2014). The Dutch Social Anxiety Scale and the Social Phobia Scale: Reliability, validity, and clinical utility. Psychiatry Journal, Article ID 360193, 9 pages. Doi: 10.1155/2014/360193
Bögels, S. M., Alden, L., Beidel, D. C., Clark, L. A., Pine, D. S., Stein, M. B., & Voncken, M. (2010). Social anxiety disorder: Questions and answers for the DSM-V. Depression and Anxiety, 27, 168-189. Doi: 10.1002/da.20670
Bouma, J., Ranchor, A.V., Sanderman, R. & Sonderen, E. van. (1995). Het meten van symptomen van depressie met de CES-D. Een handleiding. Groningen: RU, NCG.
Carrigan, M. H., & Randall, C. L. (2003). Self-medication in social phobia. A review of the alcohol literature. Addictive Behaviors, 28, 269-284. Doi: 10.1016/S0306-4603(01)00235-0
Clark, D. M., & McManus, F. (2002). Information processing in social phobia. Biological Psychiatry, 51, 92-100. Doi: 10.1016/S0006-3223(01)01296-3
Clark, D. M., & Wells, A. (1995). A cognitive model of social phobia. In R. Heimberg, M. Liebowitz, D. A. Hope, & F. R. Schneier (Eds.), 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? Psychiatry Research: Neuroimaging, 148, 55-59. Doi:
10.1016/j.pscychresns.2006.05.003
Cozby, P. C. (1972). Self-disclosure, reciprocity and liking. Sociometry, 35, 1, 151-160. Doi: 10.2307/2786555
Curtis, R. C., & Miller, K. (1986). Believing another likes or dislikes you: Behaviors making the beliefs come true. Journal of Personality and Social Psychology, 5, 2, 284-290. Doi:
10.1037/0022-3514.51.2.284
Dehn, D. M., & Mulken, S. (2000). The impact of animated interface agents: A review of empirical research. International Journal of Human-Computer Studies, 52, 1-22. Doi: 10.1006/ijhc.1999.0325
DeWall, C. N., & Richman, S. B. (2011). Social exclusion and the desire to reconnect. Social and Personality Psychology Compass, 5, 11, 919-932. Doi: 10.1111/j.1751-9004.2011.00383.x Douillez, C., Yzerbyt, V., Gilboa-Schechtman, E., & Philippot, P. (2012). Social anxiety biases the
evaluation of facial displays: Evidence from single face and multi-facial stimuli. Cognition and Emotion, 26, 1107-1115. Doi: 10.1080/02699931.2011.632494
Engelen, U., Peuter, S. de, Victoir, A., Diest, I. van, Bergh, O. van den (2006). Verdere validering van de Positive and Negative Affect Schedule (PANAS) en vergelijking van twee
Nederlandstalige versies. Gedrag en gezondheid, 34, 61-70. Doi: 10.1007/BF03087979 Garner, M., Mogg, K., & Bradley, B. P. (2006). Fear-relevant selective associations and social
anxiety: Absence of a positive bias. Behaviour Research and Therapy, 44, 201-217. Doi: 10.1016/j.brat.2004.12.007
Gawronski, B., & LeBel, E. P. (2008). Understanding patterns of attitude change: When implicit measures show change, but explicit do not. Journal of Experimental Social Psychology, 44, 1355-1361. Doi: 10.1016/j.jesp.2008.04.005
Guttiérez-García, A., & Calvo, M. G. (2014). Social anxiety and interpretation of ambiguous smiles. Anxiety, Stress & Coping, 27, 1, 74-89. Doi: 10.1080/10615806.2013.794941
Hallion, L. S., & Ruscio, A. M. (2011). A meta-analysis of the effect of cognitive bias modification 22
on anxiety and depression. Psychological Bulletin, 137, 6, 940-958. Doi: 10.1037/a0024355 Hanewald, G. J. F. P. (1987). CES-D: De Nederlandse versie. Een onderzoek naar de
betrouwbaarheid en validiteit. Vakgroep Klinische Psychologie, Universiteit van Amsterdam (internal report), Utrecht.
Klumpp, H., & Amir, N. (2010). Preliminary study of attention training to threat and neutral faces on anxious reactivity to a social stressor in social anxiety. Cognitive Therapy and Research, 34, 263-271. Doi: 10.1007/s10608-009-9251-0
Lange, W., Salemink, E., Windey, I., Keijsers, G. P. J., Krans, J., Becker, E. S., & Rinck, M. (2010). Does modified interpretation bias influence automatic avoidance behaviour? Applied Cognitive Psychology, 24, 326-337. Doi: 10.1002/acp.1679
Lundqvist, D., Flykt, A., & Öhman, A. (1998). The Karolinska Directed Emotional Faces – KDEF. CD ROM from Department of Clinical Neuroscience, Psychology section, Karolinska Institutet. ISBN: 91-630-7164-9
MacLeod, C., & Cohen, I. L. (1993). Anxiety and the interpretation of ambiguity: A text
comprehension study. Journal of Abnormal Psychology, 102, 2, 238-247. Doi: 10.1037/0021-843X.102.2.238
MacLeod, C., Rutherford, E., Campbell, L., Ebsworthy, G., & Holker, L. (2002). Selective attention and emotional vulnerability: Assesing the causal basis of their association through the experimental manipulation of attentional bias. Journal of Abnormal Psychology, 111, 1, 107-123. Doi: 10.1037//0021-843X.111.1.107
Mallott, M. A., Maner, J. K., DeWall, N., & Schmidt, N. B. (2009). Compensatory deficits following rejection: The role of social anxiety in disrupting affiliative behavior. Depression and Anxiety, 26, 438-446. Doi: 10.1002/da.20555
Mathews, A. (1990). Why worry? The cognitive function of anxiety. Behaviour Research & Therapy, 28, 455-468. Doi: 10.1016/0005-7967(90)90132-3
Mathews, A., & Mackintosh, B. (2000). Induced emotional interpretation bias and anxiety. Journal of Abnormal Psychology, 109, 4, 602-615. Doi: 10.1037//0021-843X.109.4.602
Mattick, R. P., & Clarke, J. C. (1998). Development and validation of measures of social phobia scrutiny fear and social interaction anxiety. Behaviour Research and Therapy, 36, 455-470. Doi: 10.1016/S0005-7967(97)10031-6
Meleshko, K. G. A., & Alden, L. E. (1993). Anxiety and self-disclosure: Toward a motivational model. Journal of Personality, 64, 1000-1009. Doi: 10.1037/0022-3514.64.6.1000
Mohlman, J., Carmin, C. N., & Price, R. B. (2007). Jumping to interpretations: Social anxiety
disorder and the identification of emotional facial expressions. Behaviour Research and Therapy, 45, 591-599. Doi: 10.1016/j.brat.2006.03.007
Morris, E. P., Stewart, S. H., & Harn, L. S. (2005). The relationship between social anxiety disorder and alcohol use disorders: A critical review. Clinical Psychology Review, 25, 734-760. Doi: 10.1016/j.cpr.2005.05.004
Mullins, D. T., & Duke, M. P. (2004). Effects of social anxiety on nonverbal accuracy and response time I: Facial expressions. Journal of Nonverbal Behavior, 28, 1, 3-33. Doi: 10.1023/B:JONB.0000017865.24656.98
Murphy, R., Hirsch, C. R., Mathews, A., Smith, K., & Clark, D. M. (2007). Facilitating a benign interpretation bias in a high socially anxious population. Behaviour Research and Theraphy, 45, 1517-1529. Doi: 10.1016/j.brat.2007.01.007
Omarzu, J. (2000). A disclosure decision model: Determining how and when individuals will self- disclose. Personality and Social Psychology Review, 4, 2, 174-185. Doi:
10.1207/S15327957PSPR0402_05
Papsdorf, M., & Alden, L. (1998). Mediators of social rejection in social anxiety: Similarity, self- disclosure, and overt signs of anxiety. Journal of Research in Personality, 32, 351-369. Doi: 10.1006/jrpe.1998.2219
Parise, S., Kiesler, S., Sproull, L., & Waters, K. (1996). My partner is a real dog: Cooperation with social agents. In M. S. Ackerman (Ed.), Proceedings of the 1996 ACM conference on Computer supported cooperative work (pp. 399-408). New York: ACM. Doi: 10.1145/240080.240351. Peeters, F.P.M.L., Ponds, R.W.H.M. & Vermeeren, M.T.G. (1996). Affectiviteit en
zelfbeoordeling van depressie en angst. Tijdschrift voor Psychiatrie, 38, 240-250.
Philippot, P., & Douilliez, C. (2005). Social phobics do not misinterpret facial expression of emotion. Behaviour Research and Therapy, 43, 639-652. Doi: 10.1016/j.brat.2004.05.005 Radloff, L. S. (1977). The CES-D Scale. A self-report depression scale for research in the general
population. Applied Psychological Measurement, 1, 3, 385-401. Doi: 10.1177/014662167700100306
Rapee, R. M., & Heimberg, R. G. (1997). A cognitive-behavioral model of anxiety in social phobia. Behaviour Research and Therapy, 35, 8, 741-756. Doi: 10.1016/S0005-7967(97)00022-3
Salemink, E., Hout, M. van den, & Kindt, M. (2007a). Trained interpretive bias and anxiety. Behaviour Research and Therapy, 45, 329-340. Doi: 10.1016/j.brat.2006.03.011
Salemink, E., Hout, M. van den, & Kindt, M. (2007). Trained interpretive bias: Validity and
effects on anxiety. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 38, 212-224. Doi: 10.1016/j.jbtep.2006.10.010
Salemink, E., Hout, M. van den, & Kindt, M. (2009). Effects of positive interpretive bias modification in highly anxious individuals. Journal of Anxiety Disorders, 23, 676-683. Doi: 10.1016/j.janxdis.2009.02.006
Salemink, E., Kindt, M., Rienties & Hout, M. van den (2014). Internet-based cognitive bias modification of interpretations in patiens with anxiety disorders: A randomised controlled trial. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 45, 186-195. Doi:
10.1016/j.jbtep.2013.10.005
Schalk, J. van der, Hawk, S. T., Fischer, A. H., & Doosje, B. J. (2011). Moving faces, looking places: The Amsterdam Dynamic Facial Expressions Set (ADFES). Emotion, 11, 907-920. Doi: 10.1037/a0023853
Schofield, C. A., Coles, M. E., & Gibb, B. E. (2007). Social anxiety and interpretation biases for facial displays of emotion: Emotion detection and ratings of social cost. Behaviour Research and Therapy, 45, 2950-2963. Doi: 10.1016/j.brat.2007.08.006
Smedt, C. de, Pieters, G. (1999). Cognitief-gedragstherapeutische benadering van sociale fobie. Tijdschrift voor Psychiatrie, 41, 11, 15-24. Doi: 10.1016/S0140-6736(08)60488-2
Stein, M. B., & Stein, D. J. (2008). Social anxiety disorder. Lancet, 371, 1115-1125. Doi: 10.1016/S0140-6736(08)60488-2
Stopa, L., & Clark, D. M. (2000). Social phobia and interpretation of social events. Behaviour Research and Therapy, 38, 273-283. Doi: 10.1016/S0005-7967(99)00043-1
Teo, A. R., Lerrigo, R., & Roger, M. A. M. (2013). The role of social isolation in social anxiety disorder: A systematic review and meta-analysis. Journal of Anxiety Disorders, 27, 353-364. Doi: 10.1016/j.janxdis.2013.03.010
Trowrer, P., & Gilbert, P. (1989). New theoretical conceptions of social anxiety and social phobia. Clinical Psychology Review, 9, 19-35.` Doi: 10.1016/0272-7358(89)90044-5 Vassilopoulos, S. P., Banerjee, R., & Prantzalou, C. (2009). Experimental modification of
interpretation bias in socially anxious children: Changes in interpretation, anticipated interpersonal anxiety, and social anxiety symptoms. Behaviour Research and Therapy, 47, 1085-1089. Doi: 10.1016/j.brat.2009.07.018
Voncken, M. J., & Dijk, K. F. L. (2013). Socially anxious individuals get a second chance after being disliked at first sight: The role of self-disclosure in the development of likeability in sequential social contact. Cognitive Therapy and Research, 37, 7-17. Doi: 10.1007/s10608-012-9449-4
Watson, D., Clark, L. A., & Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales. Journal of Personality and Social Psychology, 54, 6, 1063-1070. Doi: 10.1037//0022-3514.54.6.1063
Wilson, E. J., MacLeod, C., Mathews, A., & Rutherford, E. M. (2006). The causal role of interpretive bias in anxiety reactivity. Journal of Abnormal Psychology, 115, 1, 103-111. Doi: 10.1037/0021-843X.115.1.103
Winton, E. C., Clark, D. M., & Edelmann, R. J. (1995). Social anxiety, fear of negative evaluation and the detection of negative emotion in others. Behaviour Research and Therapy, 33, 2, 193-196. Doi: 10.1016/0005-7967(94)E0019-F
Yiend, J., Mackintosh, B., & Mathews, A. (2005). Enduring consequences of experimentally ‘ induced biases in interpretation. Behaviour Research and Therapy, 43, 779-797. Doi: 10.1016/j.brat.2004.06.007
Yoon, K. L. & Zinbarg, R. E. (2008). Interpreting neutral faces as threatening is default mode for socially anxious individuals. Journal of Abnormal Psychology, 117, 3, 680-685. Doi:
10.1037/0021-843X.117.3.680
