Cognitie en affect : het IOR-effect in reactietijd en affectieve devaluatie van gezichten

Cognitie en Affect:

Het IOR-Effect in Reactietijd en Affectieve Devaluatie van Gezichten.

Tim van Lent

Studentnummer: 6041086

dhr. dr. M. (Mark) Rotteveel

Universiteit van Amsterdam

1-5-2015

1 Inhoudsopgave

Abstract 2

Cognitie en Affect: Inhibitie van Aandacht en affectieve devaluatie. 3

Selectieve aandacht en affect 5

Inhibition of return en affect 8

Methode 11 Deelnemers 11 Design 12 Materialen apparaten 13 Procedure 15 Resultaten 16 Deelnemers 16

Inhibition of return in reactietijd 16

Affectieve beoordeling van emotionele gezichtsexpressies. 19

Reactietijden en affectieve beoordelings van de gezichtsexpressies 22

De exclusie van de variabele ‘richting van aandachtsverschuiving’ 23

Inhibition of return in reactietijd 24

Affectieve beoordeling van emotionele gezichtsexpressies. 26

Reactietijden en affectieve beoordelings van de gezichtsexpressies 28 In- vs. Exclusie van de variabele ‘richting van aandachtsverchuiving’ 29

´Emotional Contagion´-vragenlijst 30

PANAS 30

Conclusie en Discussie 33

Literatuurlijst 38

Appendix 40

I : Resultaten met cut-off van 100/900milliseconden 42

II : Resultaten met cut-off van 100/900milliseconden en 2.5 Standaard deviatie 44

III : Terminologie IV: Gebruikte materialen

46 47

2 Abstract

In dit artikel wordt een onderzoek besproken waarin vroege cognitie, in het stadium van aandachtselectie, een affect-instigerende werking lijkt te hebben. In eerder empirisch onderzoek werd een zogenaamde ‘evaluative coding’-verklaring geopperd voor verbanden tussen aandachtinhibitie en devaluatie (Dittrich et al., 2012). Omdat in deze studie geen instructie plaatsvond waarin waarde-labels gekoppeld werden aan de beoordeelde stimuli, kan een ‘evaluative coding’-verklaring niet opgaan voor effecten gevonden in dit onderzoek. Onderzocht werd of er affectieve devaluatie van stimuli optrad als gevolg van inhibitie van aandachtverschuivingen naar een eerder gecued punt (Inhibition Of Return (IOR)). Verwacht werd dat door de inhibitie negatief affect ervaren zou worden wat zou leiden tot devaluatie van aan de taak gekoppelde gezichtsstimuli. Er was een IOR-effect geconstateerd in condities met blije en boze gezichten. In dezelfde condities werden de gezichten gedevalueerd. Implicaties en verklaringen worden besproken in de discussie.

3 Cognitie en Affect: Inhibitie van Aandacht en affectieve devaluatie.

Cognitie en Affect, Rede en gevoel, verstand en gemoed. Het gemak waarin we deze

tegenstelling op verschillende manieren kunnen uitdrukken in de taal geeft aan hoe gewend we zijn dit onderscheid te maken. Ook in de psychologie is het maken van een dergelijke distinctie een oude traditie die tot op de dag vandaag nog wordt doorgezet. Zo sprak Plato in 1961 over een ‘tripartite

theory of soul’ waarin hij onderscheid maakte tussen ‘logical’ en ‘spirited’, welke samen met

‘appetitive’ de drie hoofdcomponenten van de ziel of geest zouden beslaan. En nog altijd wordt deze driedeling, nu onder de noemers Affect, Cognitie en Gedrag, gebruikt om de principes van de psychen uit een te zetten (bv. Breckler, 1984; Martin, Watson & Wan, 2000; Forgas, 2012). Maar in hoeverre is er daadwerkelijk sprake van een onderscheid: Zijn affect en cognitie onafhankelijk opererende

systemen in de hersenen of is een conceptualisatie waarin de één voortkomt uit de ander (affect door cognitie of vice versa) meer waarheidsgetrouw ? Traditioneel werd een post-cognitieve aard van affect aangenomen, ofwel, affect ontstaat enkel als reactie op een cognitieve appraisal (Lazarus, 1981). Het idee dat affect post-cognitief is, ook wel aangeduid met ‘cognitive primacy’(lazarus, 1984), staat lijnrecht tegenover ‘affective primacy’(Zajonc, 1984): de opvatting dat affect een primaire en onafhankelijke positie in kan nemen ten opzichte van cognitie. Met de (her)introductie van affective

primacy (Wundt, 1907; Zajonc, 1980), ontstond er een debat (o.a Zajonc, 1980, 1981, 1984, 2000;

Lazarus, 1981, 1982, 1984). Twintig Jaar nadat Zajonc voor het eerst zijn visie op het ‘cognitie en affect-vraagstuk’ publiceerde, wenst hij het debat voor eens en altijd af te sluiten met een toepasselijk getiteld artikel: ‘Feeling and thinking: Closing the debate over the independence of affect’ (2000). Hierin wordt nog eens de verzameling empirisch onderzoek opgesomd wat suggereert dat affect kan ontstaan zonder (voorafgaande) cognitieve component.

Misschien wel het hoofdzakelijke geschil in het affect-cognitie debat is wat er precies onder ‘cognitie’ mag worden verstaan (Baars, 1981; Rotteveel, 2007). Zo stelt Zajonc dat cognitie per definitie bewust is. Door aan te nemen dat cognitie bewust moet zijn onderbouwt Zajonc (1980) met het ‘mere exposure’-effect dat affect zonder voorafgaande cognitieve component kan ontstaan. Wanneer iemand een voorkeur (positief affect) voor een stimulus rapporteert, louter gebaseerd op

4 eerdere blootstelling aan de stimulus, spreekt men van het mere exposure effect. Omdat men zich niet bewust is van mere exposure als oorzaak voor het positieve affect spreekt Zajonc in dit geval van

affective primacy. Lazarus (1982) daarentegen, beweert dat onbewuste informatie verwerking, wat

volgens hem ten grondslag ligt aan het ontstaan van emotie, ook (net als bewuste informatie verwerking) onder de noemer ‘cognitie’ valt. In dit paper worden onbewuste

informatieverwerkingsprocessen als onafhankelijk van bewuste informatieverwerkingsprocessen, en als cognitief gezien.

Ten tijden van, en voorgaand aan het debat werd affective primacy door velen als waarheid aangenomen, waarbij Zajonc’s mere exposure als het bewijs werd gezien (o.a. Wundt, 1907; Slife, 1981; Muphy, 1990). Tegenstanders konden enkel suggereren dat er wél, weliswaar onbewuste, cognitieve processen ten grondslag liggen aan het mere exposure effect, onbewuste cognitieve processen welke nog onzichtbaar waren (en in veel gevallen nog steeds zijn) voor het oog van de wetenschap. Als enige indicatie voor de hoedanigheid van onbewuste appraisals golden de bewuste cognitieve appraisals, welke werden gezien als identiek aan de onbewuste appraisals, echter doorgebroken tot het bewustzijn (‘identity assumption’ Mandler, 1996). Omdat er geen bewuste

appraisal werd gerapporteerd voor de totstandkoming van de voorkeur bij het mere exposure effect

werd dit, door aan te nemen dat de onbewuste appraisal identiek is aan de bewuste appraisal, gezien als bewijs voor het ontbreken van een onbewuste appraisal. Een irrationele voorkeur, voortkomend uit eerdere blootstelling, werd door Zajonc gezien als een voorbeeld van ‘basis affect’, een

onreduceerbaar affect wat zonder cognitieve appraisal tot stand is gekomen.

In meer recente literatuur wordt het (basis) affect, wat gedurende het hele debat door Zajonc als een onreduceerbaar verschijnsel werd gezien, geïnterpreteerd als product van het intern ‘cognitief’ functioneren. Deze hypothese, ook wel ‘affective monitoring’ (Phaf & Rotteveel, 2012), is gebaseerd op de notie dat negatieve en positieve signalen voortkomen uit respectievelijk mis-matches en matches in de, non-affectieve, meest basale informatieverwerking. Het mere exposure effect kan met affective

monitoring worden verklaard doordat de eerder getoonde stimulus bekend is ten opzichte van een nog

5 tot een voorkeur voor de eerder getoonde stimulus ten opzichte van een nog niet eerder getoonde stimulus (Phaf & Rotteveel, 2012). Ook wordt in de affective monitoring theorie beschreven dat de cognitieve en affectieve processen niet los van elkaar kunnen worden beschouwd. Met de huidige studie wordt het van oudsher gemaakte onderscheid tussen affect en cognitie opnieuw ter discussie gesteld en wordt getracht empirische ondersteuning te vergaren voor de stelling dat cognitie en affect onafscheidelijk verwant zijn en samen als deel van een enkel systeem kunnen worden gezien. Getracht wordt om een antwoord te vinden op de vraag of, in lijn met de affective monitoring-theorie, een uiterst basaal cognitief mechanisme als aandachtselectie op directe wijze affect teweeg brengt. Meer specifiek wordt er onderzocht of aandachtverschuiving al dan niet van invloed is op de affectieve beoordeling van gezichten.

Selectieve aandacht en affect

De vraag of er een samenhang bestaat tussen affect en selectieve aandacht heeft men al getracht te beantwoorden in een aantal onderzoeken (Raymond, Fenske & Tavassoli 2003; Fenske, Raymond, Kessler, Westoby & Tipper., 2005; Dittrich & Klauer, 2012). Het collectief biedt echter vooralsnog een weinig concluderend antwoord. Raymond et al (2003) concludeerden dat het negeren van een stimulus leidt tot affectieve devaluatie van deze stimulus. Als verklaring gaven zij dat

wanneer de aandacht naar een stimulus geïnhibeerd dient te worden, de stimulus vervolgens negatiever beoordeeld wordt. Het experiment was opgebouwd uit trials waarin een lokalisatie taak gevolgd werd door een affectieve beoordeling taak. In de lokalisatie taak werd in elke trial twee affectief neutrale stimuli naast elkaar getoond. De deelnemers werd gevraagd zo snel mogelijk te reageren, en dus hun aandacht te vestigen, op een vooraf gespecificeerde affectief neutrale stimulus door met de - of -toets de locatie van de stimulus op het scherm (links of rechts) aan te geven. Direct na de

lokalisatierespons werd de te-lokaliseren, te-negeren of een nog niet eerder getoonde affectief neutrale stimulus beoordeeld op cheeriness/dreariness (vrolijkheid/somberheid). Zij vonden in hun experiment dat wanneer objecten genegeerd dienen te worden in de lokalisatietaak, deze te-negeren objecten negatiever beoordeeld werden dan de te-lokaliseren of nieuwe objecten. De verklaring hiervoor was

6 volgens de onderzoekers dat het inhiberen van aandacht richting het te-negeren object resulteert in negatief affect wat geassocieerd wordt met het te-negeren object wat een devaluatie van het

genegeerde object oplevert. Wanneer uitgegaan wordt van deze ‘aandachtinhibitie’-verklaring, wordt er gesuggereerd dat cognitie al vanaf een vroeg en mogelijk primair stadium, namelijk bij

aandachtselectie, gepaard gaat met affect. Na een relatief korte periode waarin qua cognitieve informatieverwerking met betrekking tot een object slechts de inhibitie van aandachtverschuiving richting het object plaatsvindt, wordt er al een verschil in affect tot het object waargenomen ten opzichte van een object wat nog niet onderworpen is aan cognitieve verwerking.

Een Alternatieve verklaring voor het gevonden resultaat in Raymond et al. (2003) leiden Dittrich et al. (2012) af van de zogenaamde ‘evaluative coding-verklaring’ van Eder & Rothermund (2008). De evaluative coding-verklaring stelt dat bij instructies op een

approach/avoidance-(toenadering/vermijding-) taak, waarin door een joystick van je af of naar je toe te bewegen,

gereageerd dient te worden op stimuli, woorden als “away” en “towards” op voorhand implicaties kunnen hebben voor hoe positief of negatief de vermijdings- of toenaderingsbeweging wordt ervaren. Omdat de woorden (‘away’ en ‘towards’) mogelijk negatieve en positieve labels achterlaten in het geheugen bij respectievelijk de vermijdings- of toenaderingsbeweging, wordt volgens de evaluative

coding-verklaring de associatie van de beweging met congruente stimuli (vermijdingsbeweging met

negatieve stimuli en toenaderingsbeweging met positieve stimuli) sterker waardoor men sneller reageert. De verklaring stelt dus dat niet de specifieke beweging zelf, maar de betekenis (of het label) die middels de instructie aan de beweging wordt gegeven, zorgt voor een associatie met positief of negatief affect.

Wanneer aangenomen wordt dat de instructie van het ‘uitkiezen’ van een stimulus het zelfde effect kan hebben als de instructie tot ‘toenadering’ en dito bij ‘niet uitkiezen’ en ’vermijding’, dan kan de instructie om een neutrale stimulus uit te kiezen, leiden tot een positievere beoordeling, en het de instructie om een stimulus niet uit te kiezen, leiden tot een devaluatie van de stimulus (Dittrich et al. 2012). Zo werden de deelnemers in Raymond et al. (2003) geïnstrueerd om een stimulus uit te kiezen door erop te reageren (wat geleid kan hebben tot een positief label) en de ander te negeren (wat

7 gezorgd kan hebben voor een negatief label). Dittrich et al. (2012) concludeerden uit hun studie dat de

evaluative coding-verklaring (voor een deel) het effect uit Raymond et al. (2003) verklaart: In een

‘replicatieonderzoek’ van de studie van Raymond et al. (2003) wat Dittrich et. al. uitvoerden, deden de deelnemers eerst de lokalisatietaak waarna zij de stimuli uit de taak dienden te evalueren. Echter werden er nu, anders dan bij Raymond et. al., ook stimuli, die aanvankelijk genegeerd moesten worden, van te voren gespecificeerd als stimuli waarop later in de taak wel moest worden gereageerd. Uit de resultaten bleek dat te-negeren stimuli niet werden gedevalueerd wanneer de proefpersonen wisten dat deze later in de taak wel uitgekozen moesten worden. Hieruit werd geconcludeerd dat niet het inhiberen van aandacht richting een stimulus zorgt voor negatief affect richting de stimulus, maar dat de devaluatie voortkomt uit de positieve en negatieve labels die worden gevormd door de

instructie om de stimuli respectievelijk ‘uit te kiezen’ of te ‘negeren’. De evaluative coding-verklaring welke Dittrich oppert, en onderbouwt met de bevindingen in zijn onderzoek, biedt een alternatieve verklaring voor de devaluatie van neutrale stimuli zoals gevonden door Raymond et al. (2003), die zelf een ‘aandacht inhibitie’-verklaring opperde. Als men uitgaat van de verklaring van Dittrich voor het effect gevonden in Raymond et al. (2003) misstaat de opvatting dat aandachtselectie consequenties heeft gehad voor de daarop volgende affectieve beoordeling en vormt het resultaat van Raymond et al. (2003) geen ondersteuning voor de stelling dat affect en cognitie onafscheidelijk zijn.

De devaluatie van stimuli volgend op een aandachttaak werd ook met een ander paradigma onderzocht. Fenske et al. (2005) vonden in hun onderzoek dat gezichten welke tijdens een

aandachttaak gepaard gingen met een ‘no-go signaal’, wat de deelnemer instrueerde niet te reageren op het gezicht, als ‘minder betrouwbaar (trustworthy)’ beoordeeld werden dan gezichten zonder no-go signaal. Gezichten zonder no-go signaal werden als ‘betrouwbaarder’ geëvalueerd dan gezichten gepaard met een no-go signaal. Zoals Fenkse et al. (2005) zelf concludeerden, kan de inhibitie van aandacht die optreedt wanneer met een no-go signaal wordt aangegeven dat er niet gereageerd dient te worden, als oorzaak van het effect gezien worden. Een evaluative coding-verklaring voor het effect is hier echter ook mogelijk. De expliciete instructie om niet te reageren op de no-go gezichten kan voor

8 de koppeling van een negatief label met de no-go stimulus gezorgd hebben. Met een evaluative

coding-verklaring is in dit geval een aandachtinhibitie-verklaring niet uitgesloten.

Veling en Aarts (2009) demonstreerden met hun onderzoek dat ook objecten met een positieve waarde (een flesje water voor dorstige proefpersonen) kunnen worden gedevalueerd (de grootte van het flesje werd kleiner geschat) wanneer deze gepaard gaan met een no-go signaal ten opzichte van wanneer deze gepaard gaan met een go-signaal. Dittrich et al. (2012) ontkennen niet het bestaan van een inhibitie-gerelateerd effect op affectieve beoordeling in go/no-go experimenten (Fenske et al., 2005; Veling et al., 2009), echter zien zij in plaats van aandachtinhibitie, de motorische-inhibitie die optreedt wanneer een no-go signaal instrueert niet op een toets te drukken, als waarschijnlijkere oorzaak voor het deze resultaten.

De discussie rond het al dan niet bestaan van een affectieve component in selectieve aandacht, kan als parallel gezien worden met de vraag of affect en cognitie onlosmakelijk aan elkaar verwant zijn. Als blijkt dat intern cognitief functioneren in het vroege stadium van selectieve aandacht een directe invloed op de totstandkoming van affect heeft, betekent dit dat ‘affect’ diep geworteld zit in het ‘cognitieve systeem’ en wordt de suggestie gewekt dat affect en cognitie compleet met elkaar

verweven zijn zolang aandachtsprocessen in meer of mindere mate actief zijn. Echter, zolang

evaluative coding naast aandachtinhibitie een verklaring is voor veranderingen in affect (Wat het geval

is in alle bovengenoemde studies: Raymond et al., 2003; Dittrich et al., 2012; Fenske et al., 2005; Veling et al., 2009), is er geen empirische steun voor de opvatting dat affect en cognitie niet los van elkaar kunnen worden gezien. Kortom, om de vraag te kunnen beantwoorden of aandachtprocessen direct invloed hebben op affectieve processen, is een onderzoeksdesign nodig waarin de invloed van selectieve aandacht op affect gemeten kan worden, zonder dat een evaluative coding-verklaring mogelijk is. Een dergelijk onderzoeksdesign is te realiseren met behulp van het zogenaamde Inhibition

of return effect.

Inhibtion of Return en affect

Posner en Cohen (1984) introduceerde als eerste het ‘Inhibition of return (IOR-) -effect’, verwijzend naar de inhibitie van een aandachtverschuiving richting het vorige focuspunt. Het

IOR-9 effect zorgt ervoor dat men in staat is zijn omgeving op efficiënte wijze te ‘scannen’ en kan daardoor als een adaptief cognitief overlevings-mechanisme beschouwd worden (Posner, 1984). Wanneer blijkt dat het de inhibitie van aandachtverschuiving implicaties heeft voor de beoordeling van stimuli, is een

evaluative coding-verklaring niet afdoende aangezien er geen stimuli ‘genegeerd’ of ‘uitgekozen’

hoeven te worden. Een aandachtinhibitie-verklaring zou echter wel voldoen. In de termen van het

affective monitoring-hypothese zou het IOR-effect, ofwel een geïnhibeerde aandachtverschuiving,

zorgen voor een minder vloeiende informatieverwerking, ofwel een mis-match, als de geïnhibeerde aandachtverschuiving voor een taak noodzakelijkerwijs gemaakt moet worden. Mis-matches leiden volgens affective monitoring tot negatief affect wat zou kunnen zorgen voor een devaluatie van de stimulus die tijdens de geïnhibeerde aandachtverschuiving, het IOR-effect, getoond wordt.

Het IOR-effect verwijst dus naar de inhibitie om de aandacht naar een vorig punt te verschuiven. Deze inhibitie kan gemeten worden door in een reactietaak twee situaties te creëren waarin men zo snel mogelijk dient te reageren. In de ene situatie dient er de (geïnhibeerde)

aandachtverschuiving naar een vorig focuspunt gemaakt te worden om de visuele target-cue waar te nemen (waarop men zo snel mogelijk dient te reageren), en in de andere situatie zal de aandacht niet naar een vorig punt maar naar een ander punt verschoven moeten worden om de cue waar te nemen. In theorie zou er dan sneller gereageerd worden in de tweede situatie omdat er geen inhibitie van

aandachtverschuiving plaatsvindt. Het IOR-effect werd voor het eerst door Posner (1984) uitgedrukt in het verschil in reactietijd tussen deze twee situaties (milliseconden).

Om daadwerkelijk de samenhang tussen de inhibitie van aandachtverschuiving, in de vorm van IOR, en affectieve beoordelingen te meten, is een experiment nodig waarin het IOR effect

gemeten kan worden, gecombineerd met een emotionele beoordeling taak. Een dergelijk experiment is al eerder tot uitvoering gebracht door Van Weert (2009). In het experiment van Van Weert (2009) werden de deelnemers geacht zo snel mogelijk te reageren op een target stimulus welke in de linker of rechter van drie horizontaal geplaatste placeholders verscheen op een scherm. Voorgaand aan de target stimulus werd de aandacht getrokken door een cue stimulus die links of rechts verscheen. Wanneer de cue links verschijnt, wordt de aandacht kortstondig aan de linker kant op de cue gevestigd

10 waarna deze weer naar het midden verschoven wordt om overzicht te krijgen op alle placeholders. Als vervolgens de target ook links verschijnt, zal er een ‘geïnhibeerde aandachtverschuiving plaats moeten vinden om de target op te merken. Als de cue links en de target rechts verschijnt (of de cue rechts en de target links), dan zal er een aandachtverschuiving van links naar rechts (of rechts naar links) gemaakt moeten worden waarbij geen IOR-effect optreedt. Op deze wijze werden er twee situaties gecreëerd waarbij in de een geen, en in de ander wel inhibitie plaats zou moeten vinden. In het midden van het scherm was gedurende de trials een gezicht (boos, blij of neutraal) te zien en de deelnemers werden geïnstrueerd deze te onthouden. Deze werden na de aandachtstaak in een beoordelingstaak geëvalueerd op een positief-negatief schaal. De data liet zien dat er een IOR-effect was opgetreden: wanneer de cue op dezelfde plaats als het target verscheen werd er langzamer gereageerd op het target dan wanneer de cue en het target op overstaande positie verschenen. De data van de beoordeling taak wees uit dat wanneer een boos gezicht getoond was tijdens een IOR-trial (cue en target op de zelfde positie) deze achteraf negatiever beoordeeld werd dan wanneer een boos gezicht getoond werd in een niet-IOR-trial (cue en target op overstaande positie). Voor de neutrale en blije gezichten werd niet een dergelijk effect gevonden.

Dat een boos gezicht negatiever beoordeeld wordt nadat er inhibitie van aandachtverschuiving heeft plaatsgevonden (Van Weert, 2009) suggereert dat basale cognitieve informatieverwerking direct affect teweeg brengt, wat suggereert dat affect en cognitie onafscheidelijk zijn. Het ontbreken van dit effect bij neutrale en blije gezichten spreekt eerder tegen dat affect en cognitie onafscheidelijk zijn aangezien de affectieve beoordeling door de aandachtinhibitie ongemoeid blijft. Het is echter mogelijk dat er teveel tijd vergaan is tussen het plaatsvinden van het IOR-effect gedurende de aandachtstaak en de beoordeling van het gezicht, waardoor het affect tegenover de stimulus geminimaliseerd of

uitgedoofd is. Het huidige onderzoek zal daarom een replicatie zijn van Mark van Weert (2009) waarbij aan het einde van elke trial, direct nadat er gereageerd is op het target, een affectieve beoordeling van het daarvoor getoonde gezicht zal plaatsvinden. Naar verwachting zal door deze aanpassing het effect van IOR meer van invloed zijn op affectieve beoordeling van de gezichtsstimuli

11 en zal ook bij positieve en neutrale stimuli devaluatie optreden door toedoen van een minder soepele aandachtverschuiving door de inhibitie.

Verwacht wordt dat de reactietijd langer zal zijn wanneer de cue en de target stimulus beide links of beide rechts verschijnen dan wanneer de cue en de target aan tegenovergestelde zijden verschijnen. Oftewel, er wordt een IOR effect verwacht. Verder verwachten wij een directioneel IOR-effect: wanneer de cue links verschijnt, zal het verschil in reactietijd, ofwel het IOR-effect, groter zijn dan wanneer de cue rechts verschijnt. Dit wordt verwacht omdat de deelnemers van links-naar-rechts-lezend zijn en door gewenning eenvoudiger hun aandacht van links naar rechts verschuiven. Door het niet-vloeiende verloop van verwerking, door de inhibitie van aandachtverschuiving, ofwel het IOR-effect, zal er, conform de affective monitoring hypothese, negatief affect worden opgeroepen. Dit zal tot uiting komen in de devaluatie van het gezicht wat gedurende het plaatsvinden van het IOR-effect werd gepresenteerd. Verwacht wordt dat een gezicht, ongeacht de getoonde emotie, negatiever beoordeeld wordt naarmate er meer inhibitie van aandachtverschuiving in reactietijd heeft

plaatsgevonden. Er wordt dus een correlatie verwacht tussen het IOR-effect in reactietijd en de mate waarin een stimulus negatiever beoordeeld wordt in IOR-trials dan in niet-IOR-trials (IOR-effect in affectieve beoordeling).

METHODE

Deelnemers - De steekproef bestond uit 44 van links-naar-rechts-lezende studenten, waaronder 30 vrouwen en 14 mannen. De jongste deelnemer was 18 jaar en de oudste 26 jaar (M = 20.34 jaar, SD = 1.96). Van de 44 deelnemers waren er 5 linkshandig en 39 rechtshandig. Alle deelnemers spraken vloeiend Nederlands en hadden al dan niet door de correctie van een bril of lenzen een normaal gezichtsvermogen. Geen van de deelnemers gaf in het exit-interview aan dat de taak te moeilijk of ingewikkeld was, of op een andere manier te veel van hen eiste om deze goed uit te kunnen voeren. Hun deelname was onderdeel van het verplichte propedeuseprogramma Psychologie aan de

12 pas geparticipeerd worden wanneer de informatiebrochure gelezen en de informed consent getekend was (voor informatie brochure en informed consent zie appendix II) .

Design - Het onderzoeksdesign was een 2(zijde van de target relatief aan de cue: zelfde zijde vs. tegenovergestelde zijde) x2 (richting van aandachtverschuiving: van links naar rechts vs. rechts naar links) x3(valentie van gezichtsexpressie: neutraal vs. blij vs. boos) factoriaal design. De afhankelijke variabelen waren de tijd tussen het verschijnen van het target en de respons van de deelnemer gemeten in milliseconden en de affectieve beoordeling van de gezichtsexpressies gemeten op een 100-punten schaal (negatief-positief)(voor de deelnemers bij wie de beoordelingen op een ‘positief-negatief’-schaal was gemeten, werden de scores voor de analyse omge‘positief-negatief’-schaald naar negatief-positief) . Voor de analyse werden allereerst deelnemers welke meer dan 2.5 standaarddeviaties onder of boven de gemiddelde reactietijd op één van de condities scoorden, uitgesloten voor verdere analyse (deze methode is ontleend aan Spalek en Hammad, 2004). Daarnaast zijn de resultaten ook geanalyseerd nadat de reactietijden onder de 100 of boven de 900 milliseconden zijn verwijderd. Reactietijden onder de 100 of boven de 900 milliseconden worden respectievelijk als geanticipeerde respons (Adams & Chambers, 1962; Adams & Creamer, 1962c; Adams & Xhignesse, 1960) of als gevolg van een misklik of gebrek aan concentratie voor het experiment beschouwd. De resultaten van de data na verwijdering van waarnemingen onder en boven de cut-off-punten zijn weergeven in appendix I. In appendix II zijn de resultaten weergeven van de analyse van de data waarop beide outlier-verwijderingsmethoden zijn toegepast. Met een Repeated Measures ANOVA werd gemeten of er een IOR-effect in de reactietijden (IOR-trials – niet-IOR-trials) had plaatsgevonden. Met een tweede Repeated Measures ANOVA met dezelfde within-subjects variabelen werd gekeken of er een IOR-effect in de affectieve beoordelingen van de gezichten (niet-trials – trials) had plaatsgevonden. Om de relatie tussen het IOR-effect in reactietijd en het IOR-IOR-effect in de affectieve beoordelingen te onderzoeken werd de correlatie berekend tussen de sterkte van het IOR-effect in reactietijd en affectieve beoordeling. Het experiment is semi-gerandomniseerd: Elke deelnemer doorliep even veel IOR-trials als niet-IOR-trials, en evenveel ‘links-rechts’-trials als ‘rechts-links’-trials. Het aantal IOR-trials en niet-IOR-trials en het

13 aantal ‘links-rechts’-trials en ‘rechts-links’-trials gepaard met gezichten van een bepaalde valentie (neutraal, blij of boos) was echter ongelijkmatig verdeeld.

Materialen en apparaten – Het materiaalgebruik is voor zover mogelijk ontleend aan de

experimentele set-up van Van Weert (2009). Het experiment vond plaats in een gedimd verlichtte ruimte. In deze ruimte was een 17 –inch monitor (resolutie: 1024 x 768 pixels) aanwezig waarvoor de deelnemer op een afstand van ongeveer 60 cm plaatsnam. Op de monitor werd het experiment getoond en doorlopen met Inquisit 4. Het experiment bestond van begin tot eind uit een aandachtstaak,

Affectieve beoordelingstaak en de PANAS- en emotional contagion-vragenlijst.

Aandachtstaak - Middels een inleidende instructie werden de deelnemers geïnstrueerd om in de

aandachtstaak zo snel mogelijk te reageren op de target stimulus door de spatiebalk in te toetsen. De aandachttaak bestond uit 6 oefentrials (2 catch- en 4 targettrials) en 96 experimentele trials (24 catch- en 72 targettrials) die op willekeurige volgorde getoond werden. Elke trial was hetzelfde opgebouwd en begon met drie lege placeholders gedurende

500 milliseconden, gevolgd door de drie

placeholders met een gezichtsstimulus in de

middelste placeholder gedurende 500 milliseconden. Hierna werd gedurende 300 milliseconden de cue getoond waarna gedurende 200 milliseconden enkel de

placeholders en de gezichtsstimulus getoond

werden. Hierna maakt de gezichtsstimulus plaats voor een fixatiekruis in de middelste

placeholder gedurende 300 milliseconden

waarna enkel drie lege placeholders getoond werden gedurende 150 milliseconden. Bij de 24 catchtrials werden hierna gedurende 1000

milliseconden slechts de drie placeholders met in de middelste een gezichtsstimulus getoond. Bij de

14 72 targettrials werd gedurende 1000 milliseconden de targetstimulus in de linker of rechter

placeholder getoond.

De drie zwart omlijnde vierkante placeholders met horizontale en verticale visuele hoeken van elk 4° werden gedurende de trials met een tussenliggende afstand met een horizontale hoek van 10° naast elkaar centraal op de monitor weergeven op een witte achtergrond. In de placeholders werden gedurende het experiment de cue-, target-, en de gezichtsstimuli getoond. De cue stimulus was een zwarte cirkel en de target stimulus was een zwart vierkant. beide waren zo vormgegeven en

gepositioneerd dat ze qua grootte in de placeholders pasten en een zo groot mogelijk gebied innamen zonder met de zwarte omlijning van de placeholder te raken.

Beoordelingtaak - Aan het einde van elke trial werd enkel de vraag gesteld: "Wat is uw beoordeling

van de zojuist getoonde afbeelding?" en werd de deelnemers gevraagd deze te beantwoorden door de vraag “ik vond de afbeelding” aan te vullen door op de continue ‘positief-negatief’-schaal de cursor te navigeren langs de slider en een punt aan te klikken. Bij de helft van de deelnemers werd het gezicht beoordeeld op een schaal met uiterst links op de slider = ‘heel positief’ en uiterst rechts op de slider = ‘heel negatief’ en bij de andere helft was de waardering omgekeerd (links = ‘heel negatief’ en rechts = ‘heel positief’). Het gehele experiment duurde om en nabij 30 minuten.

Uit de Karolinska Directed Emotional Faces(KDEF)-database zijn 102 zwart/wit-afbeeldingen gebruikt van gezichten zonder haar, oren of kleding zichtbaar. Het formaat van de afbeeldingen was zo aangepast dat deze volledig in een placeholder weergeven konden worden (te zien in appendix III). De getoonde emotionele gezichtsuitdrukkingen (blij, boos en neutraal) waren gelijkmatig

vertegenwoordigd door 51 vrouwelijke en 51 mannelijke gezichten. In totaal is er gebruik gemaakt van de afbeeldingen van 34 modellen (17 mannelijk, 17 vrouwelijk) van wie elk 3 verschillende

afbeeldingen met elk een andere emotionele expressie (neutraal, blij en boos). Eenzelfde gezichtsstimulus werd nooit een tweede keer getoond aan een deelnemer. Het gebruik van deze specifieke database voor gezichten is ontleend aan het experiment van Van Weert (2009). Zie appendix III.

15

Emotional Contagion-vragenlijst - Met de emotional contagion (EC)-vragenlijst (Doherty, 1997) is

onderzocht in welke mate de deelnemers op basis van persoonlijkheid vatbaar zijn voor het ervaren van een emotie door het waarnemen van de emotie bij een ander. Hierdoor kon gekeken worden of emotionele besmetting invloed heeft op het IOR-effect in reactietijd en affectieve beoordeling van de gezichtsstimuli.

PANAS – Met behulp van de PANAS (Positive And Negative Affect Schedule; Watson en Clark, 1988)

werd gemeten in welke mate de deelnemers positief en negatief affect ervoeren, op het moment van het experiment, om vervolgens te onderzoeken of dit in verband staat met de reactietijden, affectieve beoordelingen en het verschil in reactietijd en affectieve beoordelingen tussen IOR- en niet-IOR-trials. Om verwarring te voorkomen wordt in dit artikel gesproken over positieve en negatieve stemming wanneer verwezen wordt naar het positieve of negatieve affect gemeten met de PANAS. We hebben tevens een combinatieconstruct afgeleid uit de PANAS (positief affect – negatief affect) waarbij een hoge score een overwegend positieve stemming en een lage (of negatieve) score een ‘overwegend negatieve stemming’ representeerde. Ook is er een ‘totaal-affect’-construct afgeleid (positief affect + negatief affect) waarbij een hoge hoge score een hoog-emotionele stemming, en een lage score een laag-emotionele stemming representeerde. De resultaten en conclusies uit de PANAS zijn slechts speculatief omdat wegens een programmeerfout 4(2 positief en 2 negatief) van de 20 items ontbraken.

Procedure –Nadat de deelnemers het informed consent hadden gelezen en getekend werden zij gevraagd plaats te nemen voor de monitor en de verdere instructies op het scherm zo zorgvuldig mogelijk op te volgen. Met de instructie werden ze geïnstrueerd om hun aandacht op het midden van het scherm te blijven vestigen en om zo snel mogelijk te reageren op de target stimulus door de spatiebalk in te toetsen. Ook werd hen gevraagd het gezicht wat gedurende de trial in de middelste

placeholder werd getoond te onthouden. Na de instructie begon het daadwerkelijke experiment

bestaande uit 6 oefen- en 96 experimentele trials. Wanneer het experiment ten einde was, verschenen in respectievelijke volgorde de PANAS (Watson en Clark, 1988) en emotional Contagion-vragenlijst (Doherty, 1997) op de monitor welke zij door met de cursor op het voor hen toepasselijke antwoord te

16 klikken. Tot slot werd er een exitinterview afgenomen, werd de deelnemer bedankt voor zijn of haar deelname en werd het halve proefpersoonpunt aan de deelnemer toegekend.

RESULTATEN

Deelnemers - Van de 44 deelnemers is er één op voorhand uitgesloten voor verdere analyse (Deelnemer 6) omdat wegens een programmeerfout deze deelnemer zes stimuli tweemaal kreeg te zien. Van alle overige deelnemers is van de correcte responsen (géén respons is een incorrecte respons mits er een target getoond werd) per conditie, met uitzondering van de catch-condities, de gemiddelde reactietijd bepaald. Deelnemers 2, 24, 32, 35 en 39 zijn uitgesloten omdat zij in minstens één van de condities een gemiddelde reactietijd hadden die meer dan 2,5 maal de standaard deviatie hoger was dan de gemiddelde reactietijd van alle deelnemers in die conditie. Daarnaast zijn de resultaten apart geanalyseerd (zonder exclusie van deelnemers op basis van standaarddeviaties) nadat de

waarnemingen van reactietijden onder de 100 of boven de 900 milliseconden waren verwijderd. Reactietijden onder de 100 of boven de 900 milliseconden worden respectievelijk als geanticipeerde respons (Adams & Chambers, 1962; Adams & Creamer, 1962c; Adams & Xhignesse, 1960) of als gevolg van een misklik of gebrek aan concentratie voor het experiment beschouwd. De resultaten van de data na verwijdering van waarnemingen onder en boven de cut-off-punten zijn weergeven in appendix I. In appendix II zijn de resultaten weergeven van de analyse van de data waarop beide outlier-verwijderingsmethoden zijn toegepast. Wanneer door de alternatieve outlierverwijderings-methoden een ander resultaat blijkt uit de analyse, dan wordt dit aangegeven met een voetnoot.

Inhibition of return effect in reactietijd

De reactietijden zijn geanalyseerd met behulp van een Repeated Measures Anova, met als

within-subjects-variabelen de zijde waar de target verscheen relatief aan de cue (zelfde zijde vs.

tegenovergestelde zijde), de richting van de aandachtverschuiving (van links naar rechts vs. rechts naar links) en de gezichtsexpressie (neutraal vs. blij vs. boos).

17 Er is zoals verwacht een hoofdeffect gebleken van de zijde waar de target verscheen relatief aan de cue op de reactietijd: Wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen, werd er langzamer gereageerd (M = 304.46 ms, SD = 59.68 ) dan wanneer de target aan tegenoverstaande zijde ten opzichte van de cue verscheen (M = 324.14 ms, SD = 58.34 ) (F(1,37) = 10.77, p = .002,

η

p2 = .23). Er is dus een IOR-effect in de reactietijden gevonden.

Verder is er een marginaal hoofdeffect gevonden van de valentie van de getoonde

gezichtsexpressies op de reactietijd (F(2,74) = 3.00, p = .056,

η

p2 = .08): De reactietijd was significant korter in trials waar boze gezichten werden getoond (M = 309.28 ms, SD = 54.48 ) dan wanneer neutrale gezichten werden getoond (M = 320.74 ms, SD = 59.27) 1(t(37) = 2.58, p = .014). Ook de reactietijden in de trials waarin blije gezichten werden getoond (M = 312.05 ms, SD = 62.03) waren korter dan wanneer neutrale gezichten werden getoond, echter marginaal significant 2(t(37) = 1.69, p = .099). Dit resultaat wekt de suggestie dat arousal welke voortkomt uit de blootstelling aan emotionele gezichten zorgt voor een kortere reactietijd ten opzichte van de blootstelling aan non-emotionele gezichten.

Er is een marginaal significant interactie-effect gevonden tussen de positionering van de target ten opzichte van de cue en valentie van het getoonde gezicht3, F(2,74) = 2.90, p = .061,

η

p

2

= .07: Het verschil in reactietijd tussen IOR- en niet-IOR-trials (IOR-effect) was significant groter in de trials waar neutrale gezichten werden getoond (M = 31.60 ms, SD = 49.11) dan in de trials waar blij gezichten werden getoond (M = 7.23 ms, SD = 57.19), (t(37) = 2.412, p = .021). Het verschil in IOR-effect in reactietijd tussen trials waarin neutrale gezichten werden getoond en trials waarin boze gezichten werden getoond was niet significant.

De valentie van de gezichten is dus mogelijk bepalend voor het gevonden hoofdeffect van de positie van de target relatief aan de cue op reactietijd (langere reactietijd in IOR-trials), evenals dat de

1 _{Dit effect was marginaal significant in dezelfde analyse van de data waarover de outlierverwijderingsmethode met} cutoff-punten 100 en 900milliseconden is toegepast, t(42) = 2.00, p = .052.

2 _{Dit effect was significant significant in dezelfde analyse van de data waarover de outlierverwijderingsmethode met} cutoff-punten 100 en 900milliseconden is toegepast, t(42) = 2.26, p = .029.

3

Het interactie-effect is niet gevonden in dezelfde analyse van de data waarover de outlierverwijderingsmethode met cutoff-punten 100 en 900milliseconden (zie appendix I) of de gecombineerde methode is toegepast (zie appendix II).

18 positie van de target relatief aan de cue mogelijk bepalend is voor het hoofdeffect van valentie van de gezichten op reactietijd(kortere reactietijd bij blije en boze gezichten).

Uit post-hoc tests is gebleken dat het IOR-effect enkel significant is in de trials waar neutrale en boze gezichten worden getoond: Bij neutrale gezichten reageerde men significant langzamer wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen (M = 336.54 ms, SD = 67.35) dan wanneer target aan de andere zijde van de cue verscheen (M = 304.94 ms, SD = 60.8) (t (37) = 3.98, p < .001). Ook bij boze gezichtsexpressies reageerde men significant langzamer wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen (M = 318.68 ms, SD = 59.4) dan wanneer target aan de andere zijde van de cue verscheen (M = 299.88 ms, SD = 58.9) (t(37) = 2.52, p = .016). Bij blije gezichten is er geen significant verschil gevonden in reactietijd tussen IOR- en niet-IOR-trials.

Met een post-hoc analyse werd gekeken hoe prevalent het ‘arousal’-effect van de valentie van de getoonde gezichten op reactietijd was in de niet-IOR-trials en in de IOR-trials. Emotionele (blije en boze) gezichten bleken enkel gepaard te gaan met een kortere reactietijd ten opzichte van

non-emotionele (neutrale) gezichten in de trials waar de target en cue op dezelfde positie verschenen (IOR-trials): In de IOR-trials waar blije gezichten werden getoond reageerde men significant sneller (M = 315.67 ms, SD = 57.82) dan in IOR-trials waar neutrale gezichten werden getoond (M = 336.54 ms,

SD = 67.35) (t(37) = 2.77, p = .009). Ook in de IOR-trials waar boze gezichten werden getoond

reageerde men significant sneller (M = 318.67 ms, SD = 59.39) dan in IOR-trials waar neutrale gezichten werden getoond (t(37) = 2.69, p = .011). In de niet-IOR-trials maakte valentie van het getoonde gezicht geen verschil voor de reactietijd.

Er vond dus vooral een IOR-effect in reactietijd plaats in trials met neutrale gezichten. Bij boze gezichten is het IOR-effect al kleiner maar nog steeds significant, en bij blije gezichten bestaat er geen significant verschil in reactietijd tussen IOR- en trials. De reactietijden op niet-IOR-trials verschillen niet tussen de valenties van het getoonde gezicht, terwijl in de IOR-niet-IOR-trials met boze en blije gezichten, men significant sneller reageert dan in IOR-trials met neutrale gezichten. Het lijkt dus het geval dat positieve en negatieve emotionele gezichten zorgen voor minder inhibitie van

19 aandachtverschuiving in IOR-trials in vergelijking met emotioneel neutrale gezichten. Tabel 1 laat de gemiddelde reactietijden van alle correcte responsen per conditie en het IOR-effect per valentie zien.

Het aantal milliseconden verschil in reactietijd tussen de IOR- en niet-IOR-trials, oftewel het IOR-effect, lijkt in de trials met neutrale en boze gezichtsexpressies groter wanneer de aandacht van rechts naar links verschoven dient te worden en in de trials met blije gezichten juist kleiner wanneer de aandacht van rechts naar links verschoven dient te worden (zie tabel 1). Dit wordt een directioneel IOR-effect genoemd. T-testen wezen echter uit dat dit verschil niet significant bleek te zijn, wat in tegenstelling is tot eerder uitgevoerde experimenten (Spalek and Hammad, 2004; Van Weert, 2009) waarin gevonden werd dat het IOR-effect in reactietijd significant groter was wanneer de weg die de aandacht van de cue richting de target aflegt van links naar recht was in tegenstelling tot van rechts naar links.

Gemiddelde reactietijden per conditie in een 2(zijde) x 2(richting) x 3(valentie) withinsubjects-design.

Neutraal Blij Boos

Totaal

Links-rechts Rechts-links Links-rechts Rechts-links Links-rechts Rechts-links

Positie target relatief aan cue

zelfde M = 335.45 SD = 78.47 M = 337.64 SD = 83.26 M = 319.24 SD = 60.79 M = 312.10 SD = 67.81 M = 317.29 SD = 68.26 M = 320.07 SD = 67.49 M = 323.63 SD = 56.75 overstaande M = 314.72 SD = 67.84 M = 295.16 SD= 64.48 M = 299.09 SD = 74.98 M = 317.78 SD =104.89 M = 302.51 SD = 63 M = 297.26 SD = 62.11 M = 304.42 _{SD = 60.92} IOR-effect 20.73† 42.48** 20.15† -5.68 14.78 22.81* 19.21** 31.6*** 7.24 18.79* Tabel 1. Reactietijd: † = < .1* = p < .05, **= p < .01, ***= p < .001. N = 38.

Affectieve beoordeling van emotionele gezichtsexpressies

De affectieve beoordelingen van de gezichtsexpressies zijn, net als de reactietijden, geanalyseerd met behulp van een Repeated Measures Anova, met als within-subjects-variabelen de

20 zijde waar de target verscheen relatief aan de cue (zelfde zijde vs. tegenovergestelde zijde), de richting van de aandachtverschuiving (van links naar rechts vs. rechts naar links) en de gezichtsexpressie (neutraal vs. blij vs. boos).

Er is zoals verwacht een hoofdeffect gebleken van de zijde waar de target verscheen relatief aan de cue op de affectieve beoordelingen van de gezichtsexpressies: Wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen, werd het gezicht significant negatiever beoordeeld (M = 46.92, SD = 3.26) dan wanneer de target aan tegenoverstaande zijde ten opzichte van de cue verscheen (M = 48.02, SD = 2.6) (F(1,37) = 7.93, p = .008,

η

p

2

= .18)4Er is dus zoals verwacht werd een IOR-effect in de affectieve beoordelingengevonden.

Verder is er een hoofdeffect gebleken van valentie van de getoonde gezichtsexpressies op affectieve beoordeling van de gezichtsexpressies (F(2,74) = 542.40, p < .001,

η

p

2

= .94): Neutrale

gezichten (M = 44.36, SD = 3.83) worden significant negatiever beoordeeld dan blije gezichten (M = 75.17, SD = 6.57 ), t(37) = 25.00, p < .001, en boze gezichten (M = 22.87, SD = 7.80 ) worden significant negatiever beoordeeld dan neutrale gezichten, t(37) = 17.13, p < .001.

Er is dus zowel in de reactietijden als de affectieve beoordelingen een IOR-effect opgetreden. Tot dusver lijken de resultaten in lijn te zijn met de verwachting dat inhibitie in aandachtverschuiving (naar de plaats van de cue) negatief affect teweeg brengt. Het IOR-effect in reactietijd indiceert dat er inhibitie in aandachtverschuiving (naar de plaats van de cue) heeft plaatsgevonden. Het IOR-effect in affectieve beoordelingen suggereert dat er in de trials waar vermoedelijk meer inhibitie van

aandachtverschuiving heeft plaats gevonden ( IOR-trials) meer negatief affect teweeg is gebracht dan in de trials waar vermoedelijk geen of minder inhibitie van aandachtverschuiving heeft plaats

gevonden (niet-IOR-trials).

4

Met cut-off punten van 100 en 900 milliseconden is het hoofdeffect marginaal: F(1,42) = 2.99, p = .091, Ƞp2 = .06. Zie appendix I.

21 Voor de reactietijd bleek er een (marginaal) interactie-effect te bestaan van valentie van het getoonde gezicht en de zijde van de target relatief aan de cue. Een dergelijke interactie is in de affectieve beoordelingen niet gevonden. In de huidige studie wordt uitgegaan van een direct oorzakelijk verband van aandachtinhibitie op affect. In lijn met deze assumptie werd verwacht dat wanneer het verschil in inhibitie van aandachtsverschuiving tussen IOR- en niet-IOR-trials kleiner of afwezig was dat dan ook in de affectieve beoordelingen er minder verschil zou zijn tussen IOR en niet-IOR-trials. Omdat er een interactie-effect in reactietijden is gevonden, zou je ook in de affectieve beoordelingen een interactie-effect kunnen verwachten. Deze werd echter niet gevonden. Ondanks dat er niet een dergelijk interactie-effect gevonden is, zijn er vanuit exploratieve gronden alsnog post-hoc tests uitgevoerd om te kijken hoe de valentie van de getoonde gezichtsexpressies en zijde van de target relatief aan de cue elkaar mogelijk beïnvloeden in de affectieve beoordelingen.

Post-hoc tests wezen uit dat, net als bij de reactietijden, het verschil in affectieve

beoordelingen van de gezichten tussen IOR- en niet-IOR-trials enkel significant was bij neutrale en boze gezichten en niet bij blije gezichten: Neutrale gezichten beoordeelde men significant negatiever wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen (M = 43.62, SD = 4.83) dan wanneer de target aan de andere zijde van de cue verscheen (M = 45.12, SD = 3.73) (t (37) = 2.31, p = .027). Ook boze gezichten werden significant negatiever beoordeeld wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen (M = 22.23, SD = 8.41) dan wanneer target aan de andere zijde van van de cue verscheen (M = 23.51, SD = 7.63) (t(37) = 2.06, p = .047)5. Blije gezichten werden niet significant verschillend beoordeeld in IOR- en niet-IOR-trials.

De aanwezigheid van het hoofdeffect van de positie van de target relatief aan de cue op affectieve beoordeling wordt dus bepaald door de valentie van de gezichtsexpressies die worden beoordeeld. Net als in de reactietijden bestaat er in de affectieve beoordelingen alleen een IOR-effect bij neutrale en boze gezichten en niet bij neutrale gezichten. Zoals verwacht is er devaluatie van gezichten opgetreden daar waar een IOR-effect werd gemeten, en is er géén devaluatie opgetreden van gezichten daar waar géén IOR-effect is gemeten.

5

22 Ook in de analyse over de affectieve beoordelingen van de gezichtsexpressies is geen effect gevonden van de richting welke de aandacht af legt van de cue naar de target op affectieve beoordeling van de gezichtsexpressies. Tabel 3 laat de gemiddelde affectieve beoordeling van de emotionele gezichtsuitdrukking per conditie zien.

Gemiddelde scores affectieve beoordelingen per conditie in een 2(zijde) x 2(richting) x 3(valentie) withinsubjects-design.

Neutraal Blij Boos

Totaal

Links-rechts Rechts-links Links-rechts Rechts-links Links-rechts Rechts-links

Positie target relatief aan cue Zelfde M = 43,81 SD = 5,93 M = 43,42 SD = 5,44 M = 75,02 SD = 7,54 M = 74,8 SD = 8,18 M = 21,54 SD = 9,44 M = 22,93 SD = 9,33 M = 46,92 SD =3,26 Overstaande M = 44,42 SD = 4,75 M = 45,79 SD = 3,82 M = 74,98 SD = 8,06 M = 75,9 SD = 6,41 M = 23,59 SD = 7,52 M = 23,42 SD = 8,79 M = 48,02 SD = 2,6 IOR-effect ,61 2,37** -,04 1,10 2,05† ,49 1,1** 1,49* ,53 1,27*

Tabel 2. Affectieve beoordeling van de emotionele gezichtsexpressie. † = p < .1, * = p < .05, **= p < .01. N = 38

Reactietijden en affectieve beoordeling van de gezichtsexpressies

De uitkomst van de analyse van de reactietijden (tabel 1) vertoont veel gelijkenis met de uitkomst van de analyse van de affectieve beoordelingen (tabel 2). Er is namelijk zowel uit de analyse van de reactietijden als de affectieve beoordelingen een significant IOR-effect gebleken in de trials met neutrale en boze gezichten. De trials met blije gezichten blijken in reactietijd en affectieve beoordeling juist geen significant IOR-effect te vertonen. Het lijkt hierdoor aannemelijk dat door de ‘afwezigheid’ van een inhibitie in aandachtverschuiving (IOR-effect in reactietijd) in de IOR-trials bij blije gezichten er ook geen devaluatie van de blije gezichtsexpressies in de IOR-trials heeft

plaatsgevonden. Om dit nader te onderzoeken is er aan de hand van een correlatieanalyse is gekeken of de gevonden IOR-effecten op reactietijd verband houden met de IOR-effecten op de affectieve

beoordelingen. Er bleek echter dat er geen significant verband bestaat tussen de IOR-effecten in reactietijd en affectieve beoordelingen. Het verband is zelfs overwegend zwak negatief (Tabel 3). Een

23 negatief verband betekent in dit geval dat wanneer het verschil in reactietijd tussen IOR- en niet-IOR-trials groter wordt, het verschil in beoordeling van de gezichten tussen IOR- en niet-IOR-niet-IOR-trials kleiner wordt. Zie tabel 3 voor de correlaties tussen het IOR-effect in reactietijd en het IOR-effect in

affectieve beoordeling per conditie.

Pearson’s correlaties voor het IOR-effect op reactietijden met het IOR-effect op affectieve

beoordelingen van de gezichten in een 2(zijde) x 2(richting) x 3(valentie) within-subjects design. IOR op affectieve beoordeling

Neutraal Blij Boos Totaal

IOR op Reactietijd _{R-L L-R R-L L-R R-L L-R R-L L-R} neutraal R-L .033 L-R -.054 blij R-L -.018 L-R -.15 boos R-L -.05 L-R -.20 totaal R-L -.091 L-R -.26 Tabel 3. correlaties. N = 38

De exclusie van de variabele ‘richting van aandachtsverschuiving’ in de analyses

Een mogelijke invloed op de hoedanigheid van de resultaten verworven uit de analyses tot zover is de ongelijke verdeling van het aantal metingen per cel per deelnemer in het 2(zelfde zijde vs. overstaande zijde) x2(van links naar rechts vs. rechts naar links) x3(neutraal vs. blij vs. boos) design. Het aantal waarnemingen per cel varieert van 1 tot 11 (M = 5.95, SD = 1.70). Omdat een effect van richting van aandachtverschuiving op het IOR-effect in reactietijd en affectieve beoordeling van gezichten vooralsnog afwezig lijkt te zijn en omdat dit effect ook geen part nam in de verwachtingen is de dataset opnieuw geanalyseerd in een within-subjects design met de variabelen: zijde van de target relatief aan de cue (zelfde vs. overstaande zijde) en valentie van de gezichtsstimuli (neutraal vs. blij vs. boos). Het aantal waarnemingen per cel varieert in dit design van 6 tot 17 (M = 11.91, SD = 2.12). Een 2x3 design geeft in dit geval een betrouwbaarder resultaat dan het 2x2x3 design doordat de

24 gemiddelde waardes per deelnemer per conditie over meer waarnemingen is genomen en het verschil in aantal waarnemingen relatief kleiner is. Daarnaast zijn de gemiddelde waardes van de IOR-trials (cue en target aan dezelfde zijde) en niet-IOR-trials (target aan de andere zijde van cue) in het 2x2x3 design genomen over ongewogen gemiddeldes (het aantal waarnemingen waarover het gemiddelde van de ‘links-rechts’-trials genomen is, verschilt van dat van ‘rechts-links’-trials) terwijl in een 2x3 design de gemiddelde waarde van reactietijd en affectieve beoordeling van gezichten op IOR- en niet-IOR-trials genomen is over alle waarnemingen van de IOR- of niet-niet-IOR-trials van de deelnemer.

Inhibition of return effect in reactietijd

De reactietijden zijn geanalyseerd met behulp van een Repeated Measures Anova, met als

within-subjects-variabelen de zijde waar de target verscheen relatief aan de cue (zelfde zijde vs.

tegenovergestelde zijde) en de valentie van de gezichtsexpressie (neutraal vs. blij vs. boos). De significante effecten die eerder bleken in het 2x2x3 design waarin ook de richting van de aandachtverschuiving meegenomen werd als variabele, zijn opnieuw gevonden:

Er is wederom een hoofdeffect gebleken van de zijde waar de target verscheen relatief aan de cue op de reactietijd, ofwel een IOR-effect in reactietijd: Wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen, werd er langzamer gereageerd (M = 324.33 ms, SD = 57.66) dan wanneer de target aan tegenoverstaande zijde ten opzichte van de cue verscheen (M = 304.4 ms, SD = 60.08) (F(1,37) = 11.92, p = 0.001,

η

p

2

= .24).

In de 2x2x3 analyse werd al een marginaal significant hoofd-effect gevonden van de valentie van de getoonde gezichtsexpressies op de reactietijd. In de 2x3 analyse is het hoofd-effect significant (F(2,74) = 4,14, p = 0.02, Ƞp

2

= 0.10) 6: De reactietijd was significant korter bij trials waarin boze gezichten werden getoond (M = 309.26 ms, SD = 54.37 ) dan wanneer neutrale gezichten werden getoond (M = 321.74 ms, SD = 60.02) (t(37) = 2.816, p = .008). Ook de reactietijden in de trials

6

Ook met de cut-off outlier-verwijderingsmethode (p = 0.01), en de combinatie van de methodes (p = .021) was dit effect significant (zie Appendix I, II).

25 waarin blije gezichten werden getoond (M = 312.10 ms, SD = 60.58) waren significant korter dan wanneer neutrale gezichten werden getoond ( t(37) = 2.07, p = .045).

Net als in het 2x2x3 is ook in het 2x3 design een marginaal significant interactie-effect gevonden tussen de positionering van de target relatief aan de cue en de valentie van het getoonde gezicht7, (F(2,74) = 2,87, p = 0.063,

η

p

2

= 0.07): Het verschil in reactietijd tussen IOR- en niet-IOR-trials (IOR-effect) was significant groter in de niet-IOR-trials waar neutrale gezichten werden getoond (M = 31.27 ms, SD = 48.53) dan in de trials waar blije gezichten werden getoond (M = 7.82 ms, SD = 54.28) (t(37) = 2,36, p = 0.024.). Het verschil in IOR-effect in reactietijd tussen trials waarin neutrale

gezichten werden getoond en trials waarin boze gezichten werden getoond was niet significant.

Uit post-hoc tests is wederom gebleken dat het IOR-effect enkel significant is in de trials waar neutrale en boze gezichten worden getoond: Bij neutrale gezichten reageerde men significant

langzamer wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen (M = 337.37 ms, SD = 68.22) dan wanneer target aan de andere zijde van de cue verscheen (M = 306.11 ms, SD = 61.06) (t(37) = 3.97, p < 0.001). Ook bij boze gezichtsexpressies reageerde men significant langzamer wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen (M = 319.61 ms, SD = 59.22) dan wanneer target aan de andere zijde van de cue verscheen (M = 298.92 ms, SD = 58.95) (t(37) = 2.76, p = 0.009). Net als in het 2x2x3 design is ook in het 2x3 design bij blije gezichten geen significant verschil gevonden in reactietijd tussen IOR- en niet-IOR-trials8.

Met een post-hoc analyse werd gekeken hoe prevalent het ‘arousal’-effect van de valentie van de getoonde gezichten op reactietijd was in de niet-IOR-trials en in de IOR-trials. Emotionele (blije en boze) gezichten bleken enkel gepaard te gaan met een kortere reactietijd ten opzichte van

non-emotionele (neutrale) gezichten in de trials waar de target en cue op dezelfde positie verschenen (IOR-trials): In de IOR-trials waar blije gezichten werden getoond reageerde men significant sneller ((M = 316.01 ms, SD = 58.92)) dan in IOR-trials waar neutrale gezichten werden getoond (M = 337.37 ms,

7 _{Het interactie-effect is niet gevonden in dezelfde analyse van de data waarover de outlierverwijderingsmethode met} cutoff-punten 100 en 900milliseconden (zie appendix I) of de gecombineerde methode is toegepast (zie appendix II).

8

Met cut-off punten van 100 en 900 milliseconden, en wanneer beide outlier-verwijderingsmethoden werden toegepast, bleek uit deze analyse ook een significant IOR-effect in reactietijd in trials met blije gezichten: t(42) = 2.72, p = 0.01, zie appendix I; t(37) = 2.42, p = 0.021, zie appendix II.

26

SD = 68.22) (t(37) = 2.84, p = .007). Ook in de IOR-trials waar boze gezichten werden getoond

reageerde men significant sneller (M = 319.61 ms, SD = 59.22) dan in IOR-trials waar neutrale gezichten werden getoond (t(37) = 2.67, p = .011). In de niet-IOR-trials maakte valentie van het getoonde gezicht geen verschil voor de reactietijd.

In het 2x3 design zijn dezelfde effecten gevonden als in het 2x2x3 design. Tabel 4 laat de gemiddelde reactietijden van alle correcte responsen per conditie en het IOR-effect per valentie zien.

Gemiddelde reactietijden per conditie in een 2(positie cue-target) x 3(valentie) within-subjects design.

Valentie gezichtsstimuli

Neutraal Blij Boos totaal

Positie target relatief aan cue

Zelfde M = 337.37 SD = 68.22 M = 316.01 SD = 58.92 M = 319.61 SD = 59.22 M = 324.33 SD = 57.6 Overstaande M = 306.11 SD = 61.06 M = 308.19 SD = 73.08 M = 298.92 SD = 58.95 M = 304.4 _{SD = 60.08} IOR-effect 31.27** 7.82 20.69** 19.93** Tabel 4. Reactietijd: † = < .1* = p < .05, **= p < .01, ***= p < .001. N = 38.

Affectieve beoordeling van emotionele gezichtsexpressies

De affectieve beoordelingen van de gezichtsexpressies zijn geanalyseerd met behulp van een

Repeated Measures Anova, met als within-subjects-variabelen de zijde waar de target verscheen

relatief aan de cue (zelfde zijde vs. tegenovergestelde zijde) en de gezichtsexpressie (neutraal vs. blij vs. boos).

Er is net als in het 2x2x3 design, in het 2x3 design een hoofdeffect gevonden van de positie van de target relatief aan de cue op deaffectieve beoordelingen van de gezichtsexpressies, ofwel een IOR-effect in affectieve beoordeling: Wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen, werd het gezicht significant negatiever beoordeeld (M = 48.00, SD = 2.64) dan wanneer de target aan

27 tegenoverstaande zijde ten opzichte van de cue verscheen (M = 47.14, SD = 3.16) (F(1,37) = 7.21, p = 0.011, η p

2

= 0.15) 9.

Er is wederom een hoofdeffect gebleken van valentie van de getoonde gezichtsexpressies op affectieve beoordeling van de gezichtsexpressies (F(2,74) = 542.40, p < .001, η p

2

= .94): Neutrale gezichten (M = 44.37, SD = 3.79)worden significant negatiever beoordeeld dan blije gezichten (M = 75.19, SD = 6.63 ) (t(37) = 25.34, p < .001), en boze gezichten (M = 23.15, SD = 7.80) worden significant negatiever beoordeeld dan neutrale gezichten (t(37) = 16.89, p < .001).

Net als in het 2x2x3 design werd er in het 2x3 design geen interactie-effect gevonden van positie van de target relatief aan de cue en de valentie van de gezichtsexpressies op affectieve

beoordeling. Ondanks dat er niet een dergelijk interactie-effect gevonden is, zijn er vanuit exploratieve gronden alsnog post-hoc tests uitgevoerd om te kijken hoe de valentie van de getoonde

gezichtsexpressies en zijde van de target relatief aan de cue elkaar mogelijk beïnvloeden in de affectieve beoordelingen.

In tegenstelling tot het 2x2x3 design, waarin voor zowel neutrale en blije gezichten een significant IOR-effect in affectieve beoordeling werd gevonden, is er in het 2x3 design enkel een significant IOR-effect gevonden in affectieve beoordelingen van neutrale gezichten en niet bij blije of boze gezichten: Neutrale gezichten beoordeelde men significant negatiever wanneer de target aan de zelfde zijde als de cue verscheen (M = 43.72, SD = 4.59) dan wanneer de target aan de andere zijde van de cue verscheen (M = 45.03, SD = 3.75) (t(37) = 2.27, p = .029). In de trials waarin blije of boze gezichtsexpressies werden getoond is er geen significant IOR-effect gevonden in de affectieve

beoordelingen van de gezichtsexpressies10. Het IOR-effect was desalniettemin net als in het 2x2x3 design groter bij boze gezichten (.80) dan bij blije gezichten (.45). Tabel 5 laat de gemiddelde affectieve beoordeling van de emotionele gezichtsuitdrukking per conditie zien.

9

Met cut-off punten van 100 en 900 milliseconden is er geen significant hoofdeffect gevonden. Zie appendix I.

10

Het effect is ook in dezelfde analyse van de data waarover de outlier-verwijderingsmethode met cutoff-punten 100 en 900milliseconden (zie appendix I) of de gecombineerde methode is toegepast (zie appendix II), niet gevonden.

28

Gemiddelde affectieve beoordelingen op een 100-puntenschaal(negatief-positief) per conditie in een 2(positie cue-target) x 3(valentie) within-subjects design.

Valentie gezichtsstimuli

Neutraal Blij Boos

Positie target relatief aan cue

Zelfde M = 43,72 SD = 4,59 M = 74,97 SD = 7,34 M = 22,75 SD = 8,30 M = 47,14 SD = 3,16 Overstaande M = 45,03 SD = 3,75 M = 75,41 SD = 6,61 M = 23,55 SD = 7,64 M = 48 SD = 2,64 IOR – effect 1,31* ,45 ,80 0,85* Tabel 5. Reactietijd: † = < .1* = p < .05, **= p < .01, ***= p < .001. N = 38.

IOR reactietijden en affectieve beoordeling van de gezichtsexpressies

De uitkomst van de analyse van de reactietijden (tabel 4) vertoont net als in het 2x2x3 design ook in het 2x3 design veel gelijkenis met de uitkomst van de analyse van de affectieve beoordelingen (tabel 5). Een correlatieanalyse die genomen is over de data in een 2x2x3 design met de inclusie van richting van aandachtverschuiving als variabele gaf geen significante correlaties tussen de IOR-effecten op reactietijd en affectieve beoordeling van de gezichtsexpressies (zie tabel 3).

Ook voor het 2x3 design is aan de hand van een correlatieanalyse onderzocht of de gevonden IOR-effecten op reactietijd verband houden met de IOR-effecten op de affectieve beoordelingen. Er bleek echter dat er geen significant verband bestaat tussen de IOR-effecten in reactietijd en affectieve beoordelingen11, er is wederom sprake van een zwak negatief verband tussen het IOR-effect in reactietijd en affectieve beoordeling. In tabel 6 zijn de correlaties tussen de IOR-effecten in reactietijd en affectieve beoordeling van de gezichtsexpressies per valentie weergeven.

11 _{Ook in de data waarop de cut-off methode, of beide methodes van outlier-verwijdering (is) zijn toegepast, is er}

29

Pearson’s correlaties voor het IOR-effect op reactietijden met het IOR-effect op affectieve beoordelingen van de gezichten.

IOR op affectieve beoordeling

Neutraal Blij Boos Totaal

IOR op Reactietijd

neutraal .017 (.92)

blij -.209(.207)

boos -.114(.496)

totaal -.132(.430)

Tabel 6. Correlaties met p-waardes. N = 38

In- vs. Exclusie van de variabele ‘richting van aandachtsverchuiving’

Door de variabele ‘richting van aandachtverschuiving’ (van rechts naar links vs. van links naar rechts) uit te sluiten in de analyse zijn de gemiddelde waardes per deelnemer per conditie over meer waarnemingen genomen, is het verschil in aantal waarnemingen relatief kleiner en zijn de gemiddelde waardes van de IOR-trials (cue en target aan dezelfde zijde) en niet-IOR-trials (target aan de andere zijde van cue) in mindere mate ongewogen dan wanneer de richting van aandachtverschuiving wel wordt meegenomen als variabele in de analyses. Dit maakt de analyse van de data in het 2x3 design met exclusie van richting van aandachtverschuiving betrouwbaarder dan het 2x2x3 design met inclusie van richting van aandachtverschuiving.

De significante effecten die gebleken zijn uit de analyses van de reactietijden met inclusie (tabel 1) en exclusie van richting van aandachtverschuiving (tabel 4) zijn, weliswaar in variërende mate, in overeenstemming met elkaar. Waar met inclusie van richting van aandachtverschuiving er een marginaal arousal-effect van valentie van de gezichtexpressies op reactietijd werd gevonden, waarbij er significant sneller bij boze gezichten en marginaal significant sneller bij blije gezichten gereageerd werd dan bij neutrale gezichten, werd er met exclusie van richting van aandachtverschuiving een significant hoofd(arousal-)effect gevonden, waarbij er zowel bij blije als boze gezichten significant sneller gereageerd werd dan bij neutrale gezichten.

30 De significante effecten die gebleken zijn uit de analyses van de affectieve beoordelingen van de emotionele gezichtsexpressies met inclusie van richting van aandachtverschuiving zijn gedeeltelijk teruggevonden in de analyse met exclusie van richting van aandachtverschuiving. Een hoofdeffect van de positie van de target relatief aan de cue op affectieve beoordeling van de gezichten werd in beide analyses gevonden. Per valentie werd echter met inclusie van de richting van aandachtverschuiving bij zowel neutrale als boze gezichten een significant IOR-effect in affectieve beoordeling gevonden (zie tabel 2) en met exclusie van richting werd slechts bij neutrale gezichten een significant IOR-effect geconstateerd (zie tabel 5). De grootte van het IOR-effect blijkt per valentie voor zowel de analyse van de reactietijden als de affectieve beoordelingen de zelfde orde van grootte weer te geven in alle

analyses, waarbij neutraal steeds het grootste, boos het één na grootste en blij steeds het kleinste IOR-effect in reactietijd of affectieve beoordeling van de gezichten laat zien. Omdat de resultaten vergaart uit de analyses met exclusie van de richting van aandachtverschuiving als variabele in grotere mate betrouwbaar zijn dan de resultaten bij inclusie, wordt in de verdere analyses, de conclusie en discussie gesproken van een 2x3 within-subjects design met als variabelen: positie van de target relatief aan de cue (zelfde vs. overstaande zijde) en valentie van de getoonde emotionele gezichtsexpressies (neutraal vs. blij vs. boos).

´Emotional Contagion´-vragenlijst

Met de emotional contagion (EC)-vragenlijst (Doherty, 1991) is onderzocht in welke mate de deelnemers op basis van persoonlijkheid vatbaar zijn voor het ervaren van een emotie door het waarnemen van de emotie bij een ander. Wanneer in een correlatieanalyse gekeken werd of de gemiddelde scores op emotional contagion items (alle items, alleen ‘blij’-items of alleen ‘boos’-items; zie Appendix IV) in verband stonden met IOR op reactietijd of de affectieve beoordelingen, werden er geen significante verbanden gevonden tussen de emotional contagion-constructen en de IOR-scores.

PANAS

Met behulp van de PANAS (Watson en Clark, 1988) is onderzocht in welke mate de

31 onderzoeken of dit in verband staat met het IOR-effect in reactietijden en affectieve beoordelingen. Omdat de PANAS twee constructen meet, worden er per deelnemer twee gemiddelde scores berekend, één voor negatief affect en één voor positief affect. Daarnaast zijn er nog twee verschillende

combinatiescores berekend met de twee constructen. Met de ene combinatiescore wordt berekend wat de dominante valentie is van de stemming door de score op negatief affect af te trekken van de score op positief affect. Met deze eerste combinatiescore kan er pas echt wat gezegd worden over hoe positief of negatief iemand zijn stemming is. Iemand die hoog scoort op positief affect kan namelijk even hoog op negatief affect scoren, en de eerste combinatiescore (positief – negatief) zal dan uitwijzen dat deze hypothetische deelnemer noch dominant positief, noch dominant negatief gestemd is. Met de tweede combinatiescore wordt het totale affect berekend door de scores op positief en negatief affect bij elkaar op te tellen. Met deze tweede combinatiescore kan er wat gezegd worden over de mensen die erg emotioneel gestemd zijn (positief + negatief = hoog) en over de mensen die in een weinig emotionele stemming verkeren (positief + negatief = laag).

stemming en IOR in reactietijd - Er is een significant redelijk sterk verband gevonden tussen een

positieve stemming (score op ‘positief affect’-items) en het IOR-effect in reactietijd: hoe meer men rapporteerde in een positieve stemming te verkeren op het moment van het experiment, hoe kleiner het IOR-effect in reactietijd, r = -.34, p = 0,037. Ook wees de huidige studie uit dat positieve (blije) gezichtsstimuli mogelijk zorgen voor een kleiner IOR-effect in reactietijd. Het lijkt er dus op dat wanneer men positief affect ervaart, ofwel doordat men positief gestemd is, ofwel door blootstelling aan positief affect van een ander, men in staat is tot grotere flexibiliteit van de aandacht wat inhibitie van aandachtverschuiving vermoedelijk tegen gaat.

Een positieve stemming blijkt het sterkste negatieve verband te vertonen met het IOR-effect in reactietijd wanneer er blije gezichten worden getoond (r = -.324, p = .047). Bij neutrale gezichten is het verband marginaal significant (r = -.282, p = .086) en bij boze gezichten is slechts een zwak niet-significant verband tussen een positieve stemming en het IOR-effect gevonden.