Een nieuw faux pas test : pilotonderzoek

Een Nieuwe Faux Pas Test: Pilotonderzoek

10810072 Judith Boel

Universiteit van Amsterdam Aantal woorden: 4986

Abstract

In dit onderzoek werd onderzocht of de nieuwe faux pas test hetzelfde positieve verband heeft met vloeibare intelligentie, aandacht en executieve functies als de oude faux pas test. De nieuwe faux pas test is ontwikkeld om de diversiteit in moeilijkheid van de items te vergroten. Deze test is samen met de oude faux pas test, een test voor

vloeibare intelligentie en testen voor aandacht en executieve functies afgenomen bij 51 gezonde deelnemers. Er bleek alleen een significant verband te zijn tussen vloeibare intelligentie en de oude faux pas test en tussen opleiding en de nieuwe faux pas test in de modellen met aandacht of executieve functies. Het feit dat er geen verband is tussen vloeibare intelligentie en de nieuwe faux pas test, maar wel met de oude faux pas test betekent mogelijk dat de diversiteit in moeilijkheid voor de nieuwe faux pas test is afgenomen. Uit dit onderzoek kan enkel geconcludeerd worden dat vloeibare intelligentie een positief verband heeft met de oude faux pas test en opleiding een

negatieve verband heeft met de nieuwe faux pas test in de modellen met aandacht of EF. Hoewel dit onderzoek niet volledig in lijn is met eerder onderzoek en met oog op de beperkingen van dit onderzoek, verdient de nieuwe faux pas test meer onderzoek, bijvoorbeeld met item-response-theorie.

Inleiding

Theory of mind (ToM) is het vermogen om gedachtes, gevoelens en gedragingen van anderen en jezelf te begrijpen (Gray & Bjorklund, 2014, p. 438) en is essentieel bij sociale interacties (Aboulafia-Brakha, Christe, Martory, & Annoni, 2011). ToM kan gemeten worden met de faux pas test. Een faux pas komt voor wanneer iemand iets zegt wat hij of zij beter niet had kunnen zeggen, zonder te realiseren dat het niet gezegd had mogen worden. Om te begrijpen dat er een faux pas heeft plaats gevonden, moet men twee mentale toestanden representeren: de persoon die het gezegd heeft, weet niet dat het niet gezegd had mogen worden en de persoon die het gehoord heeft, kan beledigd of verdrietig zijn. De faux pas test heeft dus een cognitief component en een affectief component (Stone, Baron-Cohen, & Knight, 1998).

De faux pas test is in 1998 ontwikkeld (Stone & Baren-Cohen, 1998) en bijna twintig jaar oud. Het is wetenschappelijk gezien van belang om de items van de test te vernieuwen en het onderscheidend vermogen van de test toe te laten nemen. De faux pas test is gevoelig voor subtiele ToM tekorten. Ook gezonde mensen hebben moeite met deze test (Stone et al., 1998). De nieuwe faux pas test moet ook in staat zijn om subtiele ToM tekorten op te merken, omdat deze test zich op die manier onderscheidt van andere ToM-testen (Stone et al., 1998). In dit onderzoek wordt gepoogd de diversiteit in moeilijkheid voor de nieuwe items te vergroten, zodat in de toekomst het

In dit onderzoek zal het cognitieve component van de faux pas test onderzocht worden door te kijken naar het verband met intelligentie en verschillende cognitieve functies.

Uit eerder onderzoek komen wisselende resultaten naar voren wat betreft het verband tussen de faux pas test en intelligentie. Problemen in sociale cognitie, gemeten met de faux pas test, kunnen niet verklaard worden door algemene intelligentie (Roca et al., 2010; Roca et al., 2013). Algemene intelligentie omvat de mogelijkheid om te

beredeneren, problemen op te lossen en nieuwe kennis op te doen (Gray & Bjorklund, 2014, p. 390). Echter blijkt dat er wel een positief verband is tussen ToM en vloeibare intelligentie (Ibáñez et al., 2013). Vloeibare intelligentie refereert aan de mogelijkheid om abstract te denken, patronen te herkennen en problemen op te lossen (Gazanniga, Ivry & Mangun, 2014, p. 514). In dit onderzoek is ToM niet gemeten met de faux pas test, maar met Reading the Mind in the Eyes Task. De auteurs geven echter aan dat er een sterke correlatie bestaat tussen beide testen (Ibáñez et al., 2013). Er blijkt ook een verband te zijn tussen opleidingsniveau en de faux pas test, waarbij hoger opgeleiden beter scoren op de faux pas test dan lager opgeleiden (Li et al., 2013). Er kan geconcludeerd worden dat algemene intelligentie geen verband heeft met de faux pas test, maar vloeibare intelligentie en opleiding wel.

Daarnaast is het mogelijk dat de faux pas test een positief verband heeft met verschillende cognitieve functies. Het blijkt namelijk dat hersengebieden die

verantwoordelijk zijn bij ToM en de faux pas test ook verantwoordelijk zijn voor aandacht en executieve functies (EF) (Costa, Torriero, Oliveri en Caltagirone, 2008). Andere mogelijke cognitieve functies zijn geheugen, taal en visuo-spatiële

vaardigheden.

Uit verschillende onderzoeken blijkt een verband tussen aandacht en de faux pas test. Er is echter alleen onderzoek gedaan bij kinderen, maar dat is geen probleem. Kinderen ontwikkelen namelijk rond hun 4e _{levensjaar ToM en presteren vanaf dat}

moment op ongeveer hetzelfde niveau als volwassenen (Slater & Bremner, 2011). Het blijkt dat kinderen met aandachtsproblemen hetzelfde op een eenvoudige ToM-test scoren, maar slechter op een complexere ToM-test in vergelijking met een controlegroep. Hieruit blijkt dat aandachtsproblemen alleen bij complexere ToM-testen zorgen voor verminderde ToM (Papadopoulos, Panayiotou, Spanoudis, & Natsopoulos, 2005). Aangezien de faux pas test een complexe ToM-test is (Stone et al., 1998), wordt verwacht dat aandachtsproblemen ook voor verminderde faux pas detectie zorgen. Dit wordt bevestigd door recenter onderzoek (Mary et al., 2016). Het blijkt dat kinderen die problemen hebben met aandacht slechter scoren op de faux pas test in vergelijking met een controlegroep. Dit geldt voor de items die een faux pas bevatten en niet voor de controle items.

Wat betreft het verband tussen EF en de faux pas test zijn de resultaten eenduidig.

taak wisselen, plannen en monitoren van informatie, bij te dragen aan een verminderde faux pas detectie (Nazlidou, Moraitou, Natsopoulos & Papantoniou, 2015). Ook bij neurologische patiënten is er een verband tussen EF en de faux pas test. EF omvat meerdere sub-processen, maar het verband bestaat alleen als EF als één domein wordt beschouwd (Aboulafia-Brakha, Christe, Martory, & Annoni, 2011). Bij gezonde personen worden echter wel specifieke sub-processen geassocieerd met de faux pas test, namelijk verbal fluency en problem solving (Ahmed en Miller, 2011). Dat er bij neurologische patiënten geen specifieke sub-processen geassocieerd zijn met de faux pas test kan mogelijk verklaard worden doordat patiënten op verschillende domeinen van EF slecht scoren (Aboulafia-Brakha et al., 2011). Hierdoor neemt het onderscheidend vermogen af.

Als er gekeken wordt naar het verband tussen geheugen en de faux pas test, blijkt enkel onderzoek gedaan te zijn naar het verband met episodisch geheugen. Het

episodisch geheugen omvat het leren, onthouden en ophalen van informatie over persoonlijke gebeurtenissen (Dickerson & Eichenbaum, 2010). Uit onderzoek met gezonde proefpersonen blijkt dat de neurale correlaten van het episodisch geheugen en van de faux pas test verschillend en onafhankelijk zijn (Rabin, Gilboa, Stuss, Mar & Rosenbaum, 2010). Dit wordt bevestigd door een case study met twee neurologische patiënten. Ondanks problemen met het episodisch geheugen laten ze nog steeds ToM, gemeten met o.a. faux pas test, zien (Rosenbaum et al., 2007). Er kan dus geconcludeerd worden dat er geen verband is tussen het episodisch geheugen en de faux pas test.

Naar het verband tussen de faux pas test met taal of visuo-spatiële vaardigheden is geen onderzoek gedaan. De faux pas test is een verbale test en daardoor ongeschikt om af te nemen bij mensen met taalproblemen. Visuo-spatiële vaardigheden worden niet gebruikt tijdens de faux pas test en zijn dus niet relevant om te onderzoeken.

De faux pas test is bijna twintig jaar oud en toe aan vernieuwing. Hierbij wordt gepoogd het onderscheidend vermogen toe te laten nemen door de diversiteit in moeilijkheid voor de nieuwe items te vergroten. Om de kwaliteit van de vernieuwde faux pas test te onderzoeken, wordt er gekeken naar het verband van de oude en de nieuwe faux pas test met vloeibare intelligentie, aandacht en EF. Hierbij geldt het verband tussen de oude faux pas test met vloeibare intelligentie, aandacht en EF als gouden standaard. Er zal niet gekeken worden naar het verband tussen de beide faux pas testen met geheugen, taal en visuo-spatiele vaardigheden. Uit de literatuur blijkt

namelijk geen verband te bestaan tussen geheugen en de faux pas test. Verder is irrelevant om het verband tussen de beide faux pas testen met taal of visuo-spatiele vaardigheden te onderzoeken.

Op basis van eerder onderzoek wordt verwacht dat de oude faux pas test een positief verband zal hebben met vloeibare intelligentie, aandacht en EF. Voor de nieuwe faux pas gelden dezelfde verwachtingen. Aangezien dit onderzoek exploratief van aard is, kunnen er geen specifieke hypotheses worden opgesteld m.b.t. toename van het onderscheidend vermogen van de nieuwe faux pas test.

Methode Deelnemers

Aan het onderzoek deden 51 gezonde personen mee, 17 mannen en 34 vrouwen. De deelnemers waren tussen de 20 en 81 jaar oud met een mediaan van 27 jaar. De mediaan van opleiding volgens Verhage was zes (havo, vwo en hbo), met een minimum van twee (basisonderwijs) en een maximum van zeven (universiteit) (Verhage, 1964). De deelnemers kwamen uit het eigen netwerk van de onderzoeker. Zij ontvingen geen beloning voor hun deelname.

Materialen

De faux pas test is in 1998 ontwikkeld (Stone & Baren-Cohen, 1998). Er bestaan twee parallelversies, namelijk versie A en B. Beide versies bevatten 10 verhalen (items) waarvan er vijf items een faux pas bevatten. Tijdens de afname van de faux pas test wordt versie A of B afgenomen. De onderzoeker leest alle items voor. Na elk item worden er een aantal vragen gesteld, waarbij het aantal vragen afhankelijk is van het antwoord op de eerste vraag. Het minimumaantal vragen is twee en het maximumaantal is zes. Men krijgt één punt voor het correct beantwoorden van de eerste vraag. Bij het berekenen van de totaalscore worden de punten opgeteld van de eerste vraag. De minimale totaalscore is 0, dit komt overeen met een zeer laag ToM vermogen. De maximale totaalscore is 10, dit komt overeen met een zeer hoog ToM vermogen. Deze scores gelden voor versie A en B. De interne consistentie voor de items met een faux pas is

hoog, namelijk α = 0.905. De interne consistentie voor de controle items is laag, namelijk α = 0.415 (Söderstrand & Almkvist, 2012). Versie A en B zijn gecontroleerd en bewerkt door drie studenten om fouten in de vertaling te verminderen. Tevens hebben drie studenten elk 10 nieuwe items geschreven waarvan vijf items een faux pas bevatten. Na de ratings van drie psychologen m.b.t. de moeilijkheidsgraad zijn er 20 items gekozen waarvan er 10 een faux pas bevatten. De afnameprocedure en de scoringsprocedure zijn hetzelfde als bij de oude faux pas test. De maximale score bij de nieuwe faux pas test is echter 20, aangezien er 20 items zijn.

Om vloeibare intelligentie te schatten, werd er gebruik gemaakt van de

Groninger Intelligentie Test 2 – Matrijzen (GIT 2 – Matrijzen) (Luteijn en Barelds, 2004). Tijdens deze test moet het logisch principe tussen twee woordparen ontdekt worden en op een derde woord worden toegepast (Expertisecentrum Forensische Psychologie, z.d.). De minimale score is 0 (Luteijn & Barelds, 2004), dit komt overeen met een zeer lage schatting van vloeibare intelligentie. De maximale score is 19 (Luteijn & Barelds, 2004), dit komt overeen met een zeer hoge schatting van vloeibare intelligentie. De GIT 2 is beoordeeld door de COTAN, waarbij de begripsvaliditeit en de kwaliteit van het testmateriaal en de handleiding goed zijn. De normen, betrouwbaarheid en de criteriumvaliditeit zijn voldoende (COTAN Documentatie, 2006).

Om aandacht te meten, werd er gebruik gemaakt van drie verschillende testen, namelijk Trail Making Test-A (TMT-A) (Reitan & Wolfson, 1985) en Stroop D-KEFS

kaart I en II (Delis, Kaplan & Kramer, 2001, 2007). TMT-A beoogt verdeelde aandacht te meten. Tijdens deze test moeten getallen in oplopende volgorde worden verbonden met elkaar (Reitan & Wolfson, 1985). De TMT is in zijn geheel als onvoldoende beoordeeld (COTAN Documentatie, 1992). De test-hertestbetrouwbaarheid van TMT-A is als redelijk beoordeeld (Dikmen, Heaton, Grant en Temkin, 1999). De Stroop test is

onderdeel van Delis-Kaplan Executive Function System (D-KEFS). Stroop D-KEFS kaart I en II meten een vorm van gerichte aandacht. Op kaart I zijn rechthoekige vakjes in rood, blauw en groen in willekeurige volgorde afgedrukt. De proefpersoon moet de kleuren van de rechthoeken benoemen. De test-hertestbetrouwbaarheid van kaart I is .70 (Delis et al., 2001, 2007). Dat is voldoende voor het nemen van minder belangrijke

beslissingen op individueel niveau, bijvoorbeeld bij voortgangscontrole (Evers, Lucassen, Meijer & Sijtsma, 2010). Op kaart II zijn drie kleurnamen (rood, blauw en groen) in willekeurige volgorde afgedrukt in zwarte inkt. De proefpersoon moet de kleurnaam oplezen. De test-hertestbetrouwbaarheid van kaart II is .60 (Delis et al., 2001, 2007). Dat is onvoldoende om minder belangrijke beslissingen te nemen (Evers et al., 2010).

Om EF te meten, werd er gebruik gemaakt van een aantal verschillende testen, namelijk Letterfluency (Schmand, Groenink & van den Dungen, 2008), GIT 2 –

Woordopnoemen I en II (Luteijn & Barelds, 2004), TMT-B (Reitan & Wolfson, 1985) en Stroop D-KEFS kaart III en IV (Delis et al., 2001, 2007). Letterfluency is een test die EF

meet (Schmand, Groenink en van den Dungen, 2008). Tijdens deze test moeten er zoveel mogelijk woorden, beginnend met een bepaalde letter, worden opgenoemd binnen een minuut. Dit herhaalt zich nog twee keer met elke keer een andere letter. De interne consistentie van deze test is goed (Schmand et al., 2008). GIT 2 – Woordopnoemen I en II meten associatiesnelheid en verbale vloeiendheid (Luteijn en Barelds, 2004). Tijdens GIT 2 – Woordopnoemen I moeten er zoveel mogelijk dieren worden opgenoemd binnen één minuut en tijdens GIT 2 – Woordopnoemen II zoveel mogelijk beroepen binnen één minuut. TMT-B beoogt cognitieve flexibiliteit en snelheid van informatieverwerking te meten (Reitan en Wolfson, 1985). Tijdens deze test moeten cijfers en letters afwisselend en in oplopende volgorde verbonden worden met elkaar. De

test-hertestbetrouwbaarheid van TMT-B is hoog (Dikmen et al., 1999). Stroop D-KEFS kaart III beoogt responsinhibitie te meten. Op kaart III zijn drie kleurnamen afgedrukt (rood, blauw en groen), maar dan in een van de twee daarvan afwijkende kleuren. De

kleurnaam is dus incongruent aan de inktkleur. De proefpersoon moet de inktkleur benoemen. De test-hertestbetrouwbaarheid van kaart III is 0.79 (Delis et al., 2001, 2007). Dat is voldoende voor het nemen van minder belangrijke beslissingen op individueel niveau (Evers et al., 2010). Stroop D-KEFS kaart IV beoogt, naast responsinhibitie, ook cognitieve flexibiliteit te meten. Op kaart IV worden dezelfde stimuli als op kaart III aangeboden, maar nu moet de proefpersoon wisselen tussen het benoemen van de inktkleur en het oplezen van de kleurnaam. De test-hertestbetrouwbaarheid van kaart

IV is 0.69 (Delis et al., 2001, 2007). Dat is onvoldoende voor het nemen van minder belangrijke beslissingen (Evers et al., 2010).

Procedure

Vooraf aan het onderzoek is er ethische goedkeuring aangevraagd en ontvangen bij Commissie Ethiek. De onderzoeker maakte individueel een afspraak met de

deelnemer voor afname van het onderzoek. Vooraf aan het onderzoek werd de deelnemers verteld dat dit onderzoek gestart is om een psychologische test te vernieuwen. Vervolgens moesten de deelnemers het informed-consent formulier

ondertekenen. Daarna werd versie A of B van de oude faux pas test, de nieuwe faux pas test, GIT 2- Matrijzen, GIT 2 – Woordopnoemen I en II, Letterfluency, TMT en Stroop D-KEFS in deze volgorde afgenomen. Het onderzoek vond plaatst bij de deelnemer thuis of op de Universiteit van Amsterdam (UvA). Na het afronden van het onderzoek kregen de deelnemers informatie over het doel van het onderzoek en konden ze hier vragen over stellen. Het onderzoek duurde een uur.

Data-analyse

Voordat de analyses werden uitgevoerd, werden alle ruwe scores van de testen omgezet naar standaardscores door het gebruik van normen. Vervolgens werden er met de standaardscores twee domeinscores gemaakt, namelijk aandacht (T-scores van TMT-A en Stroop D-KEFS kaart I en II) en EF (T-scores van Letterfluency, GIT 2 –

literatuur (Bouma, Mulder, Lindeboom & Schmand, 2015). De variabelen die onder één component vielen, werden bij elkaar opgeteld en gedeeld door het totaalaantal

opgetelde variabelen. Per domeinscore werd een reliability analysis uitgevoerd, waarmee Cronbach’s alpha gevonden werd om de interne consistentie te berekenen.

De normaalverdeling van de variabelen (o.a. leeftijd en opleiding) werd getest met de Shapiro-Wilk test. Deze test had voorkeur boven Kolmogorov-Smirnov in verband met een sterkere power. Bij p > 0.05 werd het gemiddelde met de standaarddeviatie gerapporteerd en anders de mediaan met het minimum en maximum.

Vervolgens werden beide faux pas testen gecontroleerd op normaalverdeling. Bij p > 0.05 werd een lineaire regressie uitgevoerd. Gezien een mogelijk plafondeffect (de meeste mensen zullen de test goed maken) was het waarschijnlijker dat de aanname voor normaalverdeling geschonden zou worden en er een logistische regressie zou worden uitgevoerd. Beide variabelen werden gedichotomiseerd. De deelnemers in de laagste 25% kregen een 0 en de anderen 75% een 1 om onderscheid te maken tussen de deelnemers die laag scoren en deelnemers die hoog scoren. Bij veel middelbaar- en hoogopgeleiden werd opleiding gedichotomiseerd. De deelnemers in de laagste 25% kregen een 0 en de anderen 75% een 1. Er werd een logistische regressie uitgevoerd om het verband tussen de oude faux pas test en vloeibare intelligentie, aandacht en EF en het verband tussen de nieuwe faux pas test en vloeibare intelligentie, aandacht en EF te onderzoeken. Er werd een significantieniveau van p = 0.05 gehanteerd. Bij de logistische

regressie was of de oude of de nieuwe faux pas test de afhankelijke variabele en vloeibare intelligentie, aandacht of EF de onafhankelijke variabele. Opleiding werd toegevoegd als covariaat. De Hosmer en Lemeshow test werd gebruikt om te kijken of het model een goede fit is voor de data. Nagelkerke’s R2 gaf informatie over de

verklaarde variantie in scores. Wald Chi-kwadraat gaf informatie over statistisch significante invloed van de onafhankelijke variabele op de afhankelijke variabele. Exp(B) gaf informatie over de effectgrootte.

Bij het afnemen van meerdere testen wordt vaak een Bonferroni-correctie toegepast. Uit onderzoek blijkt dat er twee problemen zijn met de Bonferroni-correctie (Perneger, 1998). Als eerst houdt de Bonferroni-correctie zich bezig met de irrelevante nulhypothese, namelijk dat alle nulhypotheses tegelijk waar zijn. Als tweede neemt de power van het onderzoek sterk af. Relevante bevindingen kunnen hierdoor onopgemerkt blijven. Er was dus besloten geen Bonferroni-correct uit te voeren.

Resultaten

Uit de Shapiro-Wilk test bleek dat de oude en de nieuwe faux pas test beide niet normaal verdeeld zijn, respectievelijk W(51) = 0.777, p < 0.01 en W(51) = 0.903, p < 0.01. Om een logistische regressie uit te voeren, werden de variabelen oude en nieuwe faux pas test gedichotomiseerd waarbij alle deelnemers met een score van 8 of lager een 0 toegekend kregen en deelnemers met een score hoger dan 8 een 1. De interne

Relatie tussen vloeibare intelligentie en de oude en nieuwe faux pas test

Als eerst was onderzocht of vloeibare intelligentie een verband heeft met de oude faux pas test. In dit model was de oude faux pas test de afhankelijke variabele en

vloeibare intelligentie de onafhankelijke variabele. Het model was statistisch significant, X²(1) = 9.66, p < 0.01, zie Tabel 1. Het model verklaarde 25% van de variantie in score op de oude faux pas test (Nagelkerke’s R2) en classificeerde 80.4% van de gevallen correct.

Het model was een goede fit voor de data, X²(4) = 5.821, p = 0.213. Vloeibare intelligentie had een positieve significante invloed op de oude faux pas test, Wald X2(1) = 6.755, p = 0.01. Wanneer opleiding aan het model werd toegevoegd, leverde het geen significante bijdrage, X2(1) = 1.147, p = 0.28. Vervolgens was onderzocht of vloeibare intelligentie een verband heeft met de nieuwe faux pas test. In dit model was de nieuwe faux pas test de afhankelijke variabele en vloeibare intelligentie de onafhankelijke variabele. Het model was statistisch niet significant, X2(1) = 2.748, p = 0.10, zie Tabel 1. Het model verklaarde 7.5% van de variantie in score op de nieuwe faux pas test (Nagelkerke’s R2_{) en}

classificeerde 70.6% van de gevallen correct. Het model bleek een goede fit voor de data, X²(4) = 7.514, p = 0.111. Vloeibare intelligentie had geen significante invloed op de

nieuwe faux pas test, Wald X2(1) = 2.515, p = 0.11. Wanneer opleiding toegevoegd werd aan het model, leverde de variabele geen statistisch significante bijdrage, X²(1) = 3.172, p = 0.08.

Resultaten van de logistische regressie: invloed van vloeibare intelligentie en opleiding op de oude en nieuwe faux pas test

Oude faux pas test Nieuwe faux pas test Model 1 Vloeibare intelligentie X2(1) = 9.66* Wald X2(1) = 6.755* Exp(B) = 1.868 X2(1) = 2.748 Wald X2(1) = 2.515 Exp(B) = 1.331 Model 2 Vloeibare intelligentie Opleiding X2_{(2) = 10.804*} Wald X2(1) = 5.785* Exp(B) = 1.800 Wald X2(1) = 1.115 Exp(B) = 0.464 X²(2) = 5.920 Wald X2(1) = 1.299 Exp(B) = 1.242 Wald X2(1) = 3.142 Exp(B) = 0.303

Model 1: Chi-kwadraat en df (tussen Haakjes) t.o.v. constante. Model 2: Chi-kwadraat en df (tussen Haakjes) t.o.v. model 1.

Noot: * significant bij p = 0.05

Relatie tussen aandacht en de oude en nieuwe faux pas test

Als derde was onderzocht of aandacht een verband heeft met de oude faux pas test. In dit model was de oude faux pas test de afhankelijke variabele en aandacht de onafhankelijke variabele. Het model was statistisch niet significant, X²(1) = 0.782, p = 0.38, zie Tabel 2. Het model verklaarde 2.2% van de variantie in score op de oude faux pas test (Nagelkerke’s R2_{) en classificeerde 72.5% van de gevallen correct. Het model}

bleek een goede fit te zijn voor de data, X²(8) = 11.089, p = 0.197. Aandacht had geen significante invloed op de oude faux pas test, Wald X2_{(1) = 0.767, p = 0.38. Wanneer}

opleiding werd toegevoegd aan het model, leverde het geen significant bijdrage, X²(1) = 3.284, p = 0.07. Vervolgens was onderzocht of aandacht een verband heeft met de

nieuwe faux pas test. In dit model was de nieuwe faux pas test de afhankelijke variabele en aandacht de onafhankelijke variabele. Het model was statistisch niet significant, X²(1) = 0.241, p = 0.623, zie Tabel 2. Het model verklaarde 0.7% van de variantie in score op de nieuwe faux pas test (Nagelkerke’s R2) en classificeerde 70.6% van de gevallen correct.

Het model was een goede fit voor de data, X²(8) = 10.866, p = 0.209. Aandacht had geen significante invloed op de nieuwe faux pas test, Wald X2(1) = 0.241, p = 0.562. Het

toevoegen van opleiding aan het model leverde een significante bijdrage, X²(1) = 4.798, p = 0.03. Het model verklaarde 13.4% van de variantie in score op de nieuwe faux pas test (Nagelkerke’s R2) en classificeerde 80.4% van de gevallen correct. Het model was een

goede fit voor de data, X²(8) = 8.942, p = 0.347. Aandacht had geen significante invloed op de nieuwe faux pas test, Wald X2(1) = 0.458, p = 0.50. Opleiding had een negatieve significante invloed op de nieuwe faux pas test, Wald X2_{(1) = 4.660, p = 0.03.}

Tabel 2

Resultaten van de logistische regressie: invloed van aandacht en opleiding op de oude en nieuwe faux pas test

Oude faux pas test Nieuwe faux pas test Model 1 Aandacht X²(1) = 0.782 Wald X2_{(1) = 0.767} Exp(B) = 1.051 X²(1) = 0.241 Wald X2_{(1) = 0.241} Exp(B) = 1.027

Model 2 Aandacht Opleiding X²(2) = 4.065 Wald X2(1) = 1.063 Exp(B) = 1.062 Wald X2(1) = 3.244 Exp(B) = 0.298 X²(2) = 5.039 Wald X2(1) = 0.458 Exp(B) = 1.039 Wald X2(1) = 4.660* Exp(B) = 0.239

Model 1: Chi-kwadraat en df (tussen Haakjes) t.o.v. constante. Model 2: Chi-kwadraat en df (tussen Haakjes) t.o.v. model 1.

Noot: * significant bij p = 0.05

Relatie tussen EF en de oude en nieuwe faux pas test

Als vijfde was onderzocht of EF een verband heeft met de oude faux pas test. In het model was de oude faux pas test de afhankelijke variabele en EF de onafhankelijke variabele. Het model was statistisch niet significant, X²(1) = 0.240, p = 0.624, zie Tabel 3. Het model verklaarde 0.7% van de variantie in score op de oude faux pas test

(Nagelkerke’s R2) en classificeerde 72.5% van de gevallen correct. Het model was een

goede fit voor de data, X²(8) = 3.718, p = 0.882. EF had geen significante invloed op de oude faux pas test, Wald X2(1) = 0.239, p = 0.63. Wanneer opleiding werd toegevoegd aan het model, leverde het geen significant bijdrage, X2(1) = 3.371, p = 0.07. Als laatst was onderzocht of EF een verband heeft met de nieuwe faux pas test. In dit model was de nieuwe faux pas test de afhankelijke variabele en EF de onafhankelijke variabele. Het model was statistisch niet significant, X²(1) = 0.096, p = 0.757, zie Tabel 3. Het model verklaarde 0.3% van de variantie in score op de nieuwe faux pas test (Nagelkerke’s R2) en

classificeerde 70.6% van de gevallen correct. Het model bleek een goede fit te zijn voor de data, X²(8) = 6.548, p = 0.586. Het toevoegen van opleiding aan het model leverde een statistisch significante bijdrage, X²(1) = 4.484, p = 0.03. Het model verklaarde 12.2% van de variantie in score op de nieuwe faux pas test (Nagelkerke’s R2) en classificeerde 70.6%

van de gevallen correct. Het model bleek een goede fit voor de data, X2_{(8) = 3.753, p =} 0.879. EF had geen significante invloed op de nieuwe faux pas test, Wald X2(1) = 0.000, p =

1.00. Opleiding had een negatieve significante invloed op de nieuwe faux pas test, Wald X2(1) = 4.378, p = 0.04.

Tabel 3

Resultaten van de logistische regressie: invloed van EF en opleiding op de oude en nieuwe faux pas test

Oude faux pas test Nieuwe faux pas test Model 1 EF X²(1) = 0.240 Wald X2(1) = 0.239 Exp(B) = 0.975 X²(1) = 0.096 Wald X2(1) = 0.095 Exp(B) = 1.016 Model 2 EF Opleiding X²(2) = 3.611 Wald X2(1) = 0.616 Exp(B) = 0.957 Wald X2(1) = 3.313 Exp(B) = 0.290 X2(2) = 4.582 Wald X2(1) = 0.000 Exp(B) = 1.000 Wald X2(1) = 4.378* Exp(B) = 0.250

Model 1: Chi-kwadraat en df (tussen Haakjes) t.o.v. constante. Model 2: Chi-kwadraat en df (tussen Haakjes) t.o.v. model 1.

Discussie

In dit onderzoek werd onderzocht of de nieuwe faux pas test hetzelfde positieve verband heeft met vloeibare intelligentie, aandacht en EF als de oude faux pas test, zoals beschreven in eerder onderzoek. Er was een positief verband tussen vloeibare

intelligentie en de oude faux pas test, maar dit verband werd niet gevonden tussen vloeibare intelligentie en de nieuwe faux pas test. Daarnaast had zowel aandacht als EF geen verband met beide faux pas testen. Wanneer opleiding aan de modellen met

aandacht of EF en de nieuwe faux pas test werd toegevoegd, bleek opleiding een negatief verband te hebben met de nieuwe faux pas test.

Eerder onderzoek laat zien dat vloeibare intelligentie een verband heeft met de oude faux pas test (Ibáñez et al., 2013). Dat wordt bevestigd in dit onderzoek. Echter werd verwacht dat de nieuwe faux pas test hetzelfde positieve verband zou laten zien met vloeibare intelligentie. Dat blijkt niet uit dit onderzoek. Een mogelijke verklaring is dat de diversiteit in moeilijkheid van de nieuwe items is afgenomen. Als alle items dezelfde moeilijkheidsgraad hebben, neemt het onderscheidend vermogen af. Dit kan echter niet gecontroleerd worden met de huidige data, aangezien het deelnemersaantal te klein is.

Verder blijkt uit eerder onderzoek dat aandacht een verband heeft met de oude faux pas test (Papadopoulos et al., 2005; Mary et al., 2016). Deze onderzoeksresultaten werden niet bevestigd in dit onderzoek. In eerder onderzoek werden kinderen met

aandachtsproblemen (ADD/ADHD) vergeleken met een controlegroep. Tussen deze twee groepen was een significant verschil op aandacht. Dit zou het onderscheidend vermogen van de faux pas test kunnen vergroten. In dit huidige onderzoek is de interne consistentie voor aandacht laag, α = 0.54 (Field, 2014). Dit resulteert in een laag

onderscheidend vermogen en kan mogelijk verklaren waarom aandacht geen verband heeft met zowel de oude als de nieuwe faux pas test.

Daarnaast blijkt uit onderzoek een verband tussen EF en de oude faux pas test (Nazlidou et al., 2015; Aboulafia-Brakha et al., 2011; Ahmed & Miller, 2011). Ook dit kan niet worden bevestigd in dit onderzoek. Ondanks dat de sample op meerdere factoren niet normaal verdeeld is, zijn de scores binnen EF dat wel. Daarnaast is de interne consistentie acceptabel (Field, 2014). Het is mogelijk dat, mede door het lage aantal proefpersonen, de power te laag is om bepaalde verbanden te ontdekken. Dit is echter speculeren en een volwaardige verklaring voor het feit dat EF geen verband heeft met zowel de oude als de nieuwe faux pas kan niet gevonden worden.

Als laatst blijkt uit eerder onderzoek dat opleiding een positief verband heeft met de oude faux pas test (Li et al., 2013). Dat wordt niet bevestigd in dit onderzoek.

Wanneer opleiding werd toegevoegd aan de modellen met aandacht of EF en de nieuwe faux pas test had opleiding een negatief verband met de nieuwe faux pas test. Dit komt niet overeen met de verwachtingen en kan niet verklaard worden.

De verbanden tussen de oude faux pas test met vloeibare intelligentie, aandacht en EF golden als gouden standaard. Aangezien dat niet gerepliceerd werd in dit onderzoek voor aandacht en EF is het lastig de nieuwe faux pas test daarmee te vergelijken. Het is dan ook belangrijk om de nieuwe faux pas test niet direct te verwerpen, ondanks het gebrek aan steunende resultaten voor de nieuwe faux pas test.

Er zijn echter een aantal kritieken op dit onderzoek. Ten eerste bleek opleiding niet normaal verdeeld te zijn. Uit onderzoek blijkt dat opleiding een verband heeft met een aantal testen waarmee aandacht en EF gemeten zijn in dit onderzoek, o.a. TMT (Tombaugh, 2003) en Letterfluency (Schmand et al., 2008). Dit zou kunnen betekenen dat de scores van aandacht en EF ook niet normaal verdeeld zijn en dichter bij elkaar liggen en hierdoor dus minder onderscheidend vermogen hebben. Beide problemen blijken echter onjuist. Als er beter gekeken wordt naar opleidingsniveau in dit

onderzoek blijkt dat 75% van de mensen middelbaar- of hoogopgeleid is. In Nederland in 2016 is ongeveer 70% van de mensen middelbaar- of hoogopgeleid (Onderwijs in Cijfers, z.d.). Dit komt nagenoeg overeen. Het is wel zo dat de gebruikte categorieën voor opleidingsniveau niet exact overeenkomen. Dit maakt de vergelijking

gecompliceerder. Er kan dus niet uitgesloten worden dat in het huidige onderzoek het percentage middelbaar- of hoogopgeleiden toch hoger ligt dan in de Nederlandse populatie. Tenslotte blijken de scores op aandacht en EF wel degelijk normaal verdeeld

te zijn. Dit betekent dat het onderscheidend vermogen van aandacht en EF behouden blijft.

Een tweede aandachtspunt betreft de gebruikte scoringprocedure bij de faux pas testen. In dit onderzoek bestaat de totaalscore enkel uit het antwoord op de eerste vraag van het item, ondanks dat er altijd meerdere vragen gesteld werden. Tijdens het

onderzoek bleek regelmatig dat de deelnemers het antwoord op de eerste vraag onjuist hadden, maar de overige vragen juist beantwoordden. Er kan dan niet direct gesteld worden dat iemand slecht scoort op de faux pas test. De overige vragen geven namelijk ook informatie over in hoeverre iemand het item en de (mogelijke) faux pas begrijpt. Daarnaast bleek het ook mogelijk dat deelnemers de eerste vraag juist beantwoordden, maar de overige vragen onjuist. Hierdoor komt de totaalscore voor beide faux pas testen mogelijk niet overeen met het daadwerkelijke ToM vermogen. In vervolgonderzoek is het belangrijk dat alle vragen gescoord worden en meegenomen worden in de

totaalscore, zodat er betrouwbaarder onderscheid gemaakt kan worden tussen mensen met een laag ToM-niveau en een hoog ToM-niveau.

Het laatste aandachtspunt zijn de uitkomsten van de maten voor model fit. In alle modellen is zowel Nagelkerke’s R2 als het percentage correct geclassificeerd laag tot zeer

laag. Dit geldt dus ook voor de modellen die statistisch significant zijn. Het is belangrijk hier bewust van te zijn bij het interpreteren van de resultaten.

Ondanks dat de resultaten de hypotheses niet konden ondersteunen, is het wetenschappelijk relevant om meer onderzoek te doen naar de nieuwe faux pas test. In vervolgonderzoek is het van belang om de diversiteit in moeilijkheid van de nieuwe items te meten. Daarnaast kan het interessant zijn om bij de afnameprocedure gebruik te maken van item-respons-theorie (IRT). Er wordt dan per item de moeilijkheidsgraad berekend en per persoon de kans dat iemand een item correct maakt (Universiteit van Twente, z.d.). De afnameprocedure wordt dan aangepast op de persoonlijke prestatie van een persoon. Het gevolg daarvan is dat mensen die goed zijn in de faux pas test minder items hoeven te maken dan mensen die slecht zijn in de faux pas test. Dit maakt de procedure eenvoudiger, maar zorgt desondanks voor zorgvuldige resultaten.

Uit dit onderzoek kan worden geconcludeerd dat vloeibare intelligentie een positief verband heeft met de oude faux pas test en opleiding een negatieve verband heeft met de nieuwe faux pas test in de modellen met aandacht en EF. Hoewel dit onderzoek niet volledig in lijn is met eerder onderzoek en met oog op de beperkingen van dit onderzoek verdient de nieuwe faux pas test zeker meer onderzoek, bijvoorbeeld met een nieuwe scoringsprocedure of IRT.

Bronnenlijst

Aboulafia-Brakha, T., Christe, B., Martory, M.D., & Annoni, J.M. (2011). Theory of mind tasks and executive functions: a systematic review of group studies in neurology. Journal of Neuropsychology, 5(1), 39-55

Ahmed, F.S., & Miller, L.S. (2011). Executive function mechanisms of theory of mind. Journal of Autism and Developmental Disorders, 41(5), 667-678

Bouma, A., Mulder, J., Lindeboom, J., & Schmand, B. (2015). Handboek

neuropsychologische diagnostiek. Amsterdam: Pearson Assessment and Information B.V.

Costa, A., Torriero, S., Oliveri, M., & Caltagirone, C. (2008). Prefrontal and temporo-parietal involvement in taking others' perspective: TMS evidence. Behaviour Neurology, 19(1-2), 71-74

COTAN Documentatie. (2006). Groninger Intelligentie Test 2, GIT 2. Geraadpleegd op 19 april 2017, van https://www.cotandocumentatie.nl/beoordelingen/b/13532/ groninger-intelligentie-test-2/

COTAN Documentatie. (1992). Ketentest, Trailmaking Test. Geraadpleegd op 19 april 2017, van https://www.cotandocumentatie.nl/beoordelingen/b/13974/ketentest--trailmaking-test/

Delis, D.C., Kaplan, E., & Kramer, J.H. (2001, 2007). Color-Word Interference Test. Amsterdam: Pearson Assesment and Information B.V.

Dickerson, B.C., & Eichenbaum, H. (2010). The episodic memory system: Neurocircuitry and disorders. Neuropsychopharmacology, 35(1), 86-104

Evers, A., Lucassen, W., Meijer, R., & Sijtsma, K. (2010). COTAN Beoordelingssysteem voor de kwaliteit van tests. Gedownload op 20 april 2017, van

https://www.psynip.nl/wp-

content/uploads/2016/07/COTAN-Beoordelingssysteem-2010.pdf

Expertisecentrum Forensische Psychiatrie. (z.d.). Alfabetisch overzicht instrumenten. Gedownload op 11 april 2017, van

https://www.efp.nl/web/images/uploads/EFP_TF_LVB_overzicht_instrumenten.p df

Field, A. (2014). Discovering statistics using IBM SPSS statistics (4e _{druk). Londen: SAGE}

Publications Ltd

Ganzeboom, H. (2015). Stappenplan regressie-analyse. Gedownload op 24 april 2017, van

http://www.harryganzeboom.nl/Teaching/STAPPENPLAN_REGRESSIE-ANALYSE.pdf

Gazzaniga, M.S., Ivry, R.B., & Mangun, G.R. (2014). Cognitive Neuroscience (4e _druk).

New York: W. W. Norton

Gray, P., & Bjorklund, D.F. (2014). Psychology (7e druk). New York: Worth Publishers

Ibáñez, A., Huepe, D., Gempp, R., Gutiérrez, V., Rivera-Rei, A., & Toledo, M.I. (2013). Empathy, sex and fluid intelligence as predictors of theory of mind. Personality and Individual Differences, 54(5), 616-621

Li, X., Wang, K., Wang, F., Tao, Q., Xie, Y., & Cheng, Q. (2013). Aging of theory of mind: the influence of educational level and cognitive processing. International Journal of Psychology, 48(4), 715-727

Luteijn F., & Barelds, D.P.F. (2004). GIT-2/Groninger Intelligentie Test. Amsterdam: Pearson Assessment and Information B.V.

Mary, A., Slama, H., Mousty, P., Massat, I., Capiau, T., Drabs, V., & Peigneux, P. (2016). Executive and attentional contributions to Theory of Mind deficit in attention deficit/hyperactivity disorder (ADHD). Child Neuropsychology, 22(3), 345-365 Nazlidou, E., Moraitou, D., Natsopoulos, D., & Papantoniou, G. (2015). Social cognition

in adults: the role of cognitive control. Hellenic Journal of Nuclear Medicine, 18(1), 109-121

Onderwijs in Cijfers. (z.d.). Hoogst behaald onderwijsniveau. Geraadpleegd op 9 juni 2017,

van https://www.onderwijsincijfers.nl/kengetallen/sectoroverstijgend/

nederlands-onderwijsstelsel/hoogst-behaalde-onderwijsniveau

Papadopoulos, T. C., Panayiotou, G., Spanoudis, G., & Natsopoulos, D. (2005). Evidence of poor planning in children with attention deficits. Journal of abnormal child psychology, 33(5), 611-623.

Perneger, T. V. (1998). What’s wrong with Bonferroni adjustments? British Medical Journal, 316(7139), 1236–1238

Rabin, J.S., Gilboa, A., Stuss, D.T., Mar, R.A., & Rosenbaum, R.S. (2010). Common and unique neural correlates of autobiographical memory and theory of mind. Journal of Cognitive Neuroscience, 22(6), 1095-1111

Reitan, R.M. & Wolfson, D. (1985). The Halstead-Reitan Neupsychological Test Battery. Tucson, AZ: Neuropsychological Press

Roca, M., Manes, F., Gleichgerrcht, E., Watson, P., Ibáñez, A., Thompson, R., Tooralva, T., & Duncan, J. (2013). Intelligence and executive functions in frontotemporal dementia. Neuropsychologia, 51(4), 725-730

Roca, M., Parr, A., Thompson, R., Woolgar, A., Torralva, T., Antoun, N., Manes, F., & Duncan, J. (2010). Executive function and fluid intelligence after frontal lobe lesion. Brain, 133(1), 234-247

Rosenbaum, R.S., Stuss, D.T., Levine, B., & Tulving, E. (2007). Theory of Mind is independent of episodic memory. Science, 318(5854), 1257

Schmand, B., Groenink, S. & Dungen, M. van den. (2008). Letterfluency:

Psychometrische eigenschappen en Nederlandse normen. Tijdschrift voor Gerontologie en Geriatrie, 39, 64-77

Slater, A., & Bremner, G. (2011). An introduction to developmental psychology (2e druk). Hoboken: John Wiley & Sons

Söderstrand, P., & Almkvist, O. (2012). Psychometric data on the Eyes Test, the Faux Pas Test, and the Dewey Social Stories Test in a population-based Swedish adult sample. Nordic Psychology, 64(1), 30-43

Stone, V.E., & Baron-Cohen, S. (1998). Faux pas recognition test (Adult version). Gedownload op 23 maart 2017, van

http://docs.autismresearchcentre.com/tests/FauxPas_Adult.pdf

Stone, V.E., Baron-Cohen, S. & Knight, R.T. (1998). Frontal lobe contributions to theory of mind. Journal of Cognitive Neuroscience, 10, 640-656

Tombaugh, T.N. (2003). Trail Making Test A and B: Normative data stratified by age and education. Archives of Clinicla Neuropsychology, 19(2), 203-214

Universiteit van Twente. (z.d). Psychometrie 4. Gedownload op 9 juni 2017, van

http://doc.utwente.nl/96499/1/Psychometrie4.pdf

Verhage, F. (1964). Intelligence and age (in Dutch). Assen: Van Gorcum

Vorst, M. van de., Vinkers, D.J., Matroos, G.E., Heijtel, F., & Hoek, H.W. (2016). Validatie van testen voor intelligentie en beperkingen in het functioneren bij

Reflectieverslag

Eigenlijk heb ik door het hele proces heen feedback steeds op dezelfde manier proberen te verwerken, namelijk om een systematische wijze. Steeds ben ik gewoon bovenaan begonnen en dan stukje bij beetje heb ik de feedback verwerkt. Verder heb ik gezocht in mijn stuk naar vergelijkbare punten, waar de feedback ook over zou kunnen gaan. Daarnaast heb ik ook geprobeerd om veel vragen te stellen bij de

feedbackbesprekingen om zo het optimale uit mijn feedback te kunnen halen.

Over het algemeen verliep het project aardig soepel. Ik heb eigenlijk amper stress gehad. Ook qua feedback raakte ik niet snel in paniek en zag ik het vooral als een

mogelijkheid om een betere scriptie te schrijven en niet als persoonlijke kritiek. Toen ik mijn resultatensectie moest schrijven was dat wel even lastig. Ik had nog nooit echt gewerkt met de output van een logistische regressie, dus ik had eigenlijk geen idee hoe ik dat echt goed moest rapporteren. Met behulp van internet kwam ik een heel eind, maar bleek het toch nog lastig. Met name omdat er vaak tegenstrijdige berichten te vinden zijn. Daarbij had ik de feedback dan ook nodig. Daarnaast had ik wat moeite om discussiepunten te verzinnen, ondanks dat ik die eigenlijk door het onderzoek heen wel had bedacht. Toen ik ze moest schrijven, kon ik ze echter lastig opnieuw bedenken. Gelukkig is dat uiteindelijk redelijk goed gekomen. Het grootste probleem kwam eigenlijk op het einde. Dat was toen ik erachter kwam dat ik maximaal 5000 woorden mocht en ik zat op dat moment op 6000. Ik was erg bang dat ik hierdoor relevante

dingen moest schrapen uit m’n scriptie, waardoor de kwaliteit achteruit zou gaan. Ook dit viel uiteindelijk mee, maar leverde wel tijdelijk wat stress op.

Een goed aspect van mijn onderzoeksverslag is denk ik de volledigheid. Daarmee doel ik op het feit dat ik veel verschillende aspecten heb onderzocht om een zo volledig mogelijk beeld te krijgen en veel informatie te verzamelen. Dit is tegelijkertijd ook een negatief punt. Doordat ik veel verschillende aspecten heb onderzocht, heb ik mogelijk niet alles zo ver kunnen onderzoeken/uitpluizen als daadwerkelijk mogelijk geweest zou zijn. Ik denk verder dat ik een begrijpelijk stuk heb geschreven, dat goed te lezen en te volgen is. Dit komt waarschijnlijk deels doordat ik af en toe niet de meest

wetenschappelijke taal gebruik, zoals vakjargon en dergelijke.

Als laatst was er bij mijn onderzoek niet heel veel sprake van mogelijk ethische problemen. Toch heb ik met niemand de onderzoeksresultaten gedeeld van anderen, ongeacht of ze elkaar kenden of niet.