1
EEN ONLINE COGNITIEVE
CONTROLETRAINING VOOR
PIEKERAARS: MODERATOREN
VAN EFFECTIVITEIT.
Aantal woorden: 11.963
Maité Van Eygen
Studentennummer: 01503164
Promotor: Prof. dr. Ernst Koster
Masterproef voorgelegd voor het behalen van de graad master in de Klinische Psychologie
Woord Vooraf
Ik dank graag iedereen die een bijdrage leverde aan de totstandkoming en finalisering van deze masterproef. Dank aan mijn promotor, Prof. Dr. Ernst Koster, voor zijn kritische opmerkingen en waardevolle finale feedback. Ook dank ik mijn begeleidster Jasmien Vervaeke voor het opzetten van deze studie. Zij begeleidde mij bovendien doorheen mijn eerste stappen bij het schrijven van deze masterproef en stond steeds klaar bij vragen en bedenkingen. Ten slotte bedank ik graag mijn lieve vrienden, ouders, broers en zus voor hun luisterend oor en schouderklopjes.
Corona Verklaring Vooraf
De COVID-19 crisis had geen gevolgen voor het uitwerken van de huidige masterproef. Deze verklaring werd in overleg tussen student en promotor Prof. Dr. Ernst Koster opgesteld en door beide goedgekeurd.
Abstract
Piekeren is een transdiagnostische risicofactor voor psychopathologie. Aangezien piekeren gerelateerd is aan verminderde cognitieve controle, werd cognitieve controle training (CCT) in verscheidene studies naar voor geschoven. De resultaten zijn veelbelovend bij zowel depressieve patiënten, voorheen depressieve individuen, individuen met risicofactoren voor depressie als bij gezonde individuen. In de huidige CCT-studie werd op zoek gegaan naar moderatoren van effectiviteit en specifiek naar moderatie-effecten van initiële cognitieve controle, effortful control (EC), leeftijd en betrokkenheid bij de trainingstaak. Een online studie werd uitgevoerd. Alle participanten doorliepen eenzelfde design bestaande uit een baselinemeting, trainingsfase, postmeting en follow-up één maand later. Een uitgebreide training van 10 sessies met de adaptieve Paced Auditory Serial Addition Task (aPASAT) werd voorzien. 382 Participanten die aangaven piekergedachten te ervaren, werden gerekruteerd. Cognitieve controle en piekeren werden als uitkomstvariabelen geselecteerd. De resultaten wezen op gunstige effecten van CCT op cognitieve controle en piekeren. Het initiële niveau aan cognitieve controle en leeftijd werden als moderatoren geïdentificeerd voor het effect van CCT op cognitieve controle. Daarnaast werd betrokkenheid bij de trainingstaak als moderator geïdentificeerd voor het effect van CCT op piekeren. Ter afsluiting werden sterktes, beperkingen en suggesties voor toekomstig onderzoek besproken. Bevindingen uit de huidige studie bevestigen de gunstige effecten van CCT op cognitieve controle en piekeren. Bijkomend onderzoek naar moderatoren van effectiviteit lijkt echter aangewezen.
INLEIDING ... 1
PIEKEREN ALS TRANSDIAGNOSTISCHE RISICOFACTOR ... 2
COGNITIEVE CONTROLE ... 4
COGNITIEVE CONTROLE TRAINING ... 6
PACED AUDITORY SERIAL ADDITION TASK ... 7
MODERATOREN VAN EFFECTIVITEIT ... 10
EFFORTFUL CONTROL ... 11
VRAAGSTELLING HUIDIGE STUDIE ... 12
METHODE ... 14 DESIGN EN DEELNEMERS ... 14 APPARATUUR EN MATERIAAL ... 17 PROCEDURE ... 20 STATISTISCHE ANALYSE ... 21 RESULTATEN ... 22
KARAKTERISTIEKEN VAN DE PARTICIPANTEN ... 22
TOENAME IN COGNITIEVE CONTROLE ... 24
AFNAME IN PIEKEREN ... 24
MODERATOREN VAN EFFECTIVITEIT ONDERZOCHT ... 25
HET VERBAND TUSSEN COGNITIEVE CONTROLE EN EFFORTFUL CONTROL ONDERZOCHT ... 32
DISCUSSIE... 34
TEKORTEN EN STERKTES ... 39
SUGGESTIES VOOR TOEKOMSTIG ONDERZOEK ... 40
ALGEMENE CONCLUSIE ... 41
1
Inlei di ng
Piekeren lijkt een adaptieve reactie op gevaar en verlies. Het tegenovergestelde blijkt echter waar: onderzoek bevestigt de relatie tussen piekeren en verscheidene vormen van psychopathologie (Ehring et al., 2011). In heel wat studies werd de associatie met angststoornissen en depressieve stoornissen onderzocht omwille van de hoge mate aan comorbiditeit tussen de beide stoornissen (McLaughlin & Nolen-Hoeksema, 2011). Resultaten wijzen op een rol van piekeren in zowel de aanvang, instandhouding als herval van angst en depressie (Aldao, Nolen-Hoeksema, & Schweizer, 2010; Harvey & Watkins, 2004; Mellings & Alden, 2000; Nolen-Hoeksema, Stice, Wade, & Bohon, 2007; Rood, Roelofs, Bögels, Nolen-Hoeksema, & Schouten, 2009; Watkins, 2015). Zoals opgesomd in de review van Ehring en Watkins (2008), worden in verscheidene studies ook verbanden gevonden tussen piekeren en andere vormen van psychopathologie, waaronder eetstoornissen (Aldao et al., 2010; Nolen-Hoeksema et al., 2007), slapeloosheid (Carney, Harris, Falco, & Edinger, 2013; Gruber, Eidelman, & Harvey, 2008), pijnstoornissen (Sullivan, Sullivan, & Adams, 2002; Van Damme, Crombez, Bijttebier, Goubert, & Van Houdenhove, 2002), psychotische stoornissen (Hartley, Haddock, Vasconcelos E Sa, Emsley, & Barrowclough, 2014), de bipolaire stoornis (Gruber et al., 2008) en alcoholmisbruik (Aldao et al., 2010; Caselli et al., 2010; Nolen-Hoeksema et al., 2007). Voor piekeren bestaan er heel wat gangbare termen. Die termen zijn vaak stoornisspecifiek (Ehring et al., 2011). In de context van depressie wordt de term ‘depressieve ruminatie’ hoofdzakelijk gehanteerd. Depressieve ruminatie wordt gedefinieerd als “behaviors and thoughts that focus one's attention on one's depressive symptoms and on the implications of those symptoms” (Nolen-Hoeksema, 1991, p. 569). In de context van de gegeneraliseerde angststoornis staat overmatige bezorgdheid dan weer centraal (American Psychiatric Association, 2014), met als definitie:
a chain of thoughts and images, negatively affect-laden and relatively uncontrollable. The worry process represents an attempt to engage in mental problem-solving on an issue whose outcome is uncertain but contains the possibility of one or more
2 negative outcomes. Consequently, worry relates closely to fear
process (Borkovec, Robinson, Pruzinsky, & DePree, 1983, p. 10).
Bovenstaande definities van depressieve ruminatie en overmatige bezorgdheid bevatten echter gelijkaardige inhoudelijke kenmerken (Ehring & Watkins, 2008). Om eenduidigheid te creëren, voerden Ehring en collega’s (2011, p. 226) de term ‘repetitief negatief denken’ in met een eigen stoornisonafhankelijke definitie:
Repetitive negative thinking as relevant to emotional problems is a style of thinking about one’s problems (current, past, or future) or negative experiences (past or anticipated) that shows three key characteristics: (1a) the thinking is repetitive, (1b) it is at least partly intrusive, and (1c) it is difficult to disengage from. Two additional features of RNT are that (2) individuals perceive it as unproductive and (3) it captures mental capacity.
De validiteit van bovenstaande transdiagnostische definitie van piekeren wordt verder bevestigd in het longitudinale onderzoek van Spinhoven, van Hemert en Penninx (2019). Uit de resultaten blijkt dat een depressieve stoornis voorspellend is voor een angststoornis vijf jaar later, en omgekeerd. De onderzoekers tonen bovendien aan dat dit verband gemedieerd wordt door repetitief negatief denken.
Samengevat wordt het idee van piekeren als transdiagnostische risicofactor voor psychopathologie bevestigd (Harvey & Watkins, 2004; McEvoy, Watson, Watkins, & Nathan, 2013). Concreet betekent dit dat het hebben van piekergedachten een oorzakelijke bijdrage kan leveren aan de ontwikkeling van heel wat stoornissen (Watkins, 2009). Daarom is het zo belangrijk behandelingen te ontwikkelen die gericht zijn op onderliggende transdiagnostische processen, waaronder repetitief negatief denken. Piekeren als Transdiagnostische Risicofactor
Nolen-Hoeksema en Watkins (2011) ontwierpen een model om de mechanismen achter transdiagnostische risicofactoren te verklaren. De auteurs willen met andere woorden verklaren op welke manier transdiagnostische factoren tot psychopathologie leiden. Nolen-Hoeksema en Watkins (2011) pasten hun model toe op piekeren (figuur 1).
3 Met dit model proberen de onderzoekers de relatie tussen piekeren en vier vormen van psychopathologie, met name depressie, angst, middelenmisbruik en boulimia nervosa, te verklaren. Piekeren staat centraal in het model als een proximale transdiagnostische risicofactor. Proximale risicofactoren worden door Nolen-Hoeksema en Watkins (2011, p. 594) gedefinieerd als:
those intrapersonal risk factors that (a) directly precede symptoms (relative to distal risk factors), and/or (b) directly influence symptoms. Proximal risk factors are more often modifiable than distal risk factors, but being modifiable is not a criterion for proximal risk factors.
De proximale risicofactor piekeren kan tot zowel angst als depressie leiden aan de hand van drie mechanismen (Nolen-Hoeksema & Watkins, 2011). Ten eerste worden gedachten en stemming op elkaar afgestemd door het piekeren (Ciesla & Roberts, 2007; Clark, 1999; Teasdale, 1988). Piekergedachten worden namelijk toegankelijker door een depressieve of angstige stemming waardoor die stemming verder versterkt wordt (Nolen-Hoeksema & Watkins, 2011). Ten tweede missen piekeraars probleemoplossend vermogen. (Donaldson & Lam, 2004; Lyubomirsky, Tucker, Caldwell, & Berg, 1999; Watkins & Baracaia, 2002). Ten slotte wordt minder doelgericht gedrag gesteld en nemen piekeraars een eerder passieve houding aan (Lyubomirsky & Nolen-Hoeksema, 1993).
Dezelfde drie mechanismen zijn dus van belang bij de bijdrage van piekeren aan zowel angst als depressie. Toch zal het ene individu een depressieve stoornis ontwikkelen en zal een ander individu een angststoornis ontwikkelen. In het model van Nolen-Hoeksema en Watkins (2011) worden moderatoren vooropgesteld om die verschillende ontwikkelingen te verklaren. De moderatoren interageren met de proximale factoren waardoor individuen een specifieke symptomatologie ontwikkelen. Moderatoren worden door de auteurs gedefinieerd als omstandigheden die thema’s en bezorgdheden oproepen, omstandigheden die geconditioneerde reacties ontlokken en omstandigheden die de bekrachtigende waarde van stimuli veranderen (Nolen-Hoeksema & Watkins, 2011). Bijvoorbeeld zal de confrontatie met het verlies van een naaste eerder een depressie veroorzaken bij piekeraars dan een angststoornis (Eley & Stevenson, 2000; Pine, Cohen, Johnson, & Brook, 2002). Daartegenover zal de confrontatie met een bedreigende
4 gebeurtenis vaker tot het ontwikkelen van een angststoornis leiden bij piekeraars (Eley & Stevenson, 2000). Daarenboven, zoals in figuur 1 aangegeven, zijn de bezorgdheden angststoornisspecifiek.
Ook middelenmisbruik en boulimia nervosa delen eenzelfde mechanisme. Piekeraars zijn zich erg bewust van hun eigen negatieve punten en onthouden vaker de negatieve aspecten van gebeurtenissen (Nolen-Hoeksema & Watkins, 2011). Een deel van die individuen zoekt daarom naar manieren om afstand te kunnen nemen van hun piekergedachten, bijvoorbeeld door escapistische gedragingen (Abramson, Bardone-Cone, Vohs, Joiner, & Heatherton, 2006; Nolen-Hoeksema & Watkins, 2011). Opnieuw kan een verschil in moderatoren verklaren waarom sommige individuen zich tot overmatig gebruik van middelen richten en anderen tot voedsel (figuur 1).
Cognitieve Controle
Er is een duidelijke negatieve associatie tussen repetitief negatief denken en cognitieve controle, en die associatie loopt grotendeels via het werkgeheugen (Davis & Figuur 1. Een transdiagnostisch model van piekeren. Overgenomen en
5 Nolen-Hoeksema, 2000; Hasher, Zacks, & May, 1999). Voornamelijk in de context van stress hangt verminderde cognitieve controle samen met piekergedachten (De Lissnyder et al., 2012).
Het werkgeheugen is een systeem waarin informatie tijdelijk, gezien de beperkte capaciteit, opgeslagen en bewerkt wordt (Baddeley & Hitch, 1974). Cognitieve controleprocessen oefenen controle uit op die informatie in het werkgeheugen door bijvoorbeeld de aandacht op relevante informatie te richten, waardoor doelgericht gedrag mogelijk wordt (Botvinick & Braver, 2015; Miller & Cohen, 2001). Concreet verwijst cognitieve controle naar executieve functies zoals het bijwerken en opvolgen van informatie in het werkgeheugen, inhibitie en het shiften van aandacht (Miyake et al., 2000).
Gebrekkige cognitieve controle over informatie in het werkgeheugen leidt tot het ongewenst binnendringen van irrelevante negatieve informatie (Joormann, Yoon, & Zetsche, 2007). Eenmaal informatie binnendringt is het moeilijk om hier geen aandacht aan te schenken en de informatie opnieuw uit het werkgeheugen te verwijderen (Joormann & Gotlib, 2008). Er ontstaat een opstapeling en voortdurende interne herhaling van die negatieve informatie, wat piekergedachten tot gevolg heeft (Joormann et al., 2007). Dit idee wordt bevestigd in de studie van Hoorelbeke, Koster, Demeyer, Loeys en Vanderhasselt (2016) waarin men een negatieve associatie vond tussen cognitieve controle en het gebruik van maladaptieve emotieregulatiestrategieën zoals piekeren. Verdere bevestiging wordt gevonden in de hiervoor reeds genoemde studie van Spinhoven en collega's (2019). Uit de resultaten blijkt verrassend genoeg dat niet de drie kernkarakteristieken van repetitief negatief denken (repetitiviteit, intrusiviteit en moeilijkheden met loskomen van de piekergedachten; Ehring et al., 2011) de belangrijkste bijdrage leveren aan de mediatie van het wederkerig voorspellende verband tussen angst en depressie. Wat wel de voornaamste bijdrage levert aan de mediatie is de grote hoeveelheid mentale capaciteit die door piekergedachten ingenomen wordt. De mate waarin repetitief negatief denken mentale capaciteit inneemt wordt in de Perseverative Thinking Questionnaire (PTQ; Ehring et al., 2011) met volgende drie items gemeten: “I can't do anything else while thinking about my problems”, “My thought prevent me from focusing on other things” en “My thoughts take up all my attention”.
6 Deze items indiceren moeilijkheden met het loskoppelen van aandacht van negatieve irrelevante informatie en het verwijderen van die informatie uit het werkgeheugen (Spinhoven et al., 2019).
Cognitieve Controle Training
De prefrontale cortex (PFC) speelt een belangrijke rol in het proces van cognitieve controle (Koechlin, Ody, & Kouneiher, 2003; Miller & Cohen, 2001; Ridderinkhof, van den Wildenberg, Segalowitz, & Carter, 2004). Cognitieve controlemoeilijkheden zijn geassocieerd met verminderde activatie in de PFC (Collette & Van der Linden, 2002; Smith & Jonides, 1999). Om de activatie in de PFC te verhogen kan gebruik gemaakt worden van cognitieve controle training (CCT; Siegle, Ghinassi, & Thase, 2007). Het verhogen van activiteit in de dorsolaterale PFC zorgt voor verhoogde controle over informatie in het werkgeheugen, specifiek betere inhibitie en shifting weg van negatieve irrelevante informatie (Lissnyder, Koster, Derakshan, & De Raedt, 2010; Vanderhasselt, Brunoni, Loeys, Boggio, & De Raedt, 2013). Meer controle over de informatie in het werkgeheugen leidt tot minder repetitief negatief denken (Vanderhasselt et al., 2013).
CCT is een zogenaamde neurobehavioral therapy. Met dit soort therapie wordt gepoogd onderliggende biologische processen van psychologische stoornissen te beïnvloeden (Siegle et al., 2007). CCT werd reeds in verschillende populaties gebruikt. Een samenvatting van die toepassingen werd gemaakt door Motter en collega's (2016). Zo werd CCT toegepast bij gezonde individuen (Mahncke et al., 2006; Stern et al., 2011; Willis et al., 2006), bij attention-deficit hyperactivity disorder (ADHD; Rapport, Orban, Kofler, & Friedman, 2013), bij schizofrenie (Wykes, Huddy, Cellard, McGurk, & Czobor, 2011), bij een bipolaire stoornis (Preiss, Shatil, Cermakova, Cimermannova, & Flesher, 2013), bij hersentrauma (Salazar et al., 2000), bij een milde cognitieve achterstand (Li et al., 2011) en bij de ziekte van Alzheimer (Sitzer, Twamley, & Jeste, 2006).
Recente CCT-onderzoeken gericht op gezonde individuen met cognitieve risicofactoren voor depressie, waaronder ook piekeren, worden opgesomd in de review van Koster, Hoorelbeke, Onraedt, Owens en Derakshan (2017). Zo is er de studie van Owens, Koster en Derakshan (2013) waaruit blijkt dat de aanbieding van CCT aan een
7 risicogroep er inderdaad in slaagt de cognitieve controle te verhogen. Verder wijzen resultaten van studies opgenomen in de review (Koster et al., 2017) op gunstige effecten van CCT op stemming (Calkins, McMorran, Siegle, & Otto, 2015; Calkins & Otto, 2013; Takeuchi et al., 2014), depressieve symptomatologie (Calkins et al., 2015) en piekergedachten (Hoorelbeke, Koster, Vanderhasselt, Callewaert, & Demeyer, 2015). Het gunstige effect van CCT op depressieve symptomen wordt echter niet teruggevonden in de studies van Calkins en Otto (2013); Moshier, Molokotos, Stein en Otto (2015); Onraedt en Koster (2014) en Owens en collega's (2013). Daarnaast vonden Onraedt en Koster (2014) het effect van CCT op zelfgerapporteerd piekeren niet terug. Koster en collega's (2017) opperen twee mogelijke verklaringen voor die gemengde resultaten. Ten eerste worden afwezige effecten van CCT voornamelijk gevonden in studies waarin weinig trainingssessies aangeboden worden. Zo boden Calkins en Otto (2013) en Moshier en collega’s (2015) slechts drie sessies aan. In de studie van Onraedt en Koster (2014) bleken zes trainingssessies nog steeds onvoldoende om significante effecten op piekeren te bekomen. Mogelijk is een uitgebreide training met meerdere sessies noodzakelijk om resultaat te bekomen. Een tweede verklaring die Koster en collega’s (2017) bieden zijn de karakteristieken van de steekproef. Het gaat hier om gezonde individuen die geen depressieve symptomen of cognitieve controlemoeilijkheden ervaren voor de start van de training. De kans bestaat dus dat de impact op depressieve symptomatologie klein en daarom niet significant is. Samengevat kan toch gesteld worden dat CCT veelbelovend is ter preventie van depressie in risicogroepen (Koster et al., 2017).
Paced Auditory Serial Addition Task
In de huidige CCT-studie wordt gebruik gemaakt van één welbepaalde taak, namelijk de Paced Auditory Serial Addition Task (PASAT; Gronwall, 1977). De PASAT werd initieel ontwikkeld door Gronwall (1977) als maat voor reductie in informatieverwerkingssnelheid bij individuen die hersenbeschadiging opgelopen hadden. De patiënten werden aan de hand van hun PASAT-scores opgevolgd tijdens de revalidatie. Ook werden de scores gebruikt om een inschatting te maken in hoeverre de patiënt klaar was voor werkhervatting. De taak bestond uit het auditief aanbieden van een reeks getallen. Aan de patiënten werd de opdracht gegeven om telkens het nieuwe getal bij het daarvoor genoemde getal op te tellen. Het antwoord moest luidop gegeven worden.
8 Recent onderzoek toont aan dat de PASAT op activatie in de dorsolaterale PFC steunt (Lazeron, Rombouts, de Sonneville, Barkhof, & Scheltens, 2003). Tombaugh (2006) schreef een uitgebreide review waarin hij knelpunten van de PASAT aanstipt. Zo zijn er duidelijke trainingseffecten. Een hogere score op een tweede testing betekent daarom niet automatisch een verhoging van de cognitieve controle. Bovendien is er een negatief effect van stijgende leeftijd, dalend IQ en dalend wiskundig vermogen. Verder veroorzaakt de taak angst en frustratie, wat opnieuw de prestatie kan beïnvloeden. Concreet betekent een mindere prestatie op de gestandaardiseerde PASAT niet onmiddellijk een indicatie voor cognitieve controleproblemen.
Een aangepaste versie van de PASAT (aPASAT) werd ontworpen door Siegle en collega's (2007). De moeilijkheidsgraad wordt aangepast aan de prestatie van de participant door het verhogen of verlagen van het interstimulus interval. Siegle en collega’s (2007) gaven zes sessies CCT met aPASAT aan depressieve individuen. Belangrijk hierbij te vermelden is dat een depressieve stoornis gekenmerkt wordt door een tekort aan cognitieve controle (Austin, Mitchell, & Goodwin, 2001; Joormann, 2004; Snyder, 2013). De resultaten laten gunstige effecten op piekergedachten zien. Depressieve patiënten die zes sessies CCT kregen bovenop hun gewoonlijke behandeling rapporteerden een grotere afname in piekeren dan patiënten die enkel hun gewoonlijke behandeling kregen. Bovendien normaliseerde de hersenactiviteit in regio’s die voor de start van de interventie afwijkingen in activiteit vertoonden, met name de amygdala en de dorsolaterale PFC. Tijdens de follow-up één jaar later bleken de effecten op piekergedachten stabiel (Siegle et al., 2014). Voorgaande effecten waren het sterkst bij patiënten die tijdens de training genoeg betrokkenheid met de taak konden opbrengen (Siegle et al., 2014). Taakbetrokkenheid werd gemeten via pupildilatatie tijdens de gestandaardiseerde PASAT die voor de start van de training afgenomen werd. Pupildilatatie is een maat voor de hoeveelheid opgeroepen activatie in de dorsolaterale PFC, het is een maat voor cognitieve inspanning (Siegle, Steinhauer, Friedman, Thompson, & Thase, 2011). Mogelijk moet er dus een basisniveau aan cognitieve controle zijn om de taak goed uit te kunnen voeren en langdurig voordeel uit de training te halen.
9 Vervolgens werd onderzoek met de aPASAT uitgebreid naar voorheen depressieve personen (Hoorelbeke & Koster, 2017). De onderzoekers hadden als doel het bestuderen van CCT ter hervalpreventie van depressie. Er werden effecten gevonden op piekeren en depressieve symptomatologie. De positieve effecten op depressieve symptomatologie bleven stabiel tot aan de 3-maanden follow-up. Bovendien bleek het effect van cognitieve controle op depressieve symptomatologie partieel gemedieerd te zijn door piekeren. Met andere woorden veroorzaakt een verhoging van de cognitieve controle een daling in piekergedachten wat op zijn beurt zorgt voor minder depressieve symptomen. Anderzijds blijft ook het rechtstreekse effect van cognitieve controle op depressieve symptomatologie significant. Concreet blijkt een daling in piekergedachten hier het mechanisme achter de gunstige effecten van CCT op depressieve symptomatologie.
Ook bij groepen met risico op depressie werd onderzoek met de aPASAT gevoerd. De studies die hier aangehaald zullen worden werden reeds kort vermeld bij de bespreking van resultaten uit onderzoek met CCT en worden bovendien opgesomd in de review van Koster en collega’s (2017). Zo is er de studie van Calkins en collega's (2015) waarin na drie trainingssessies een daling in negatief affect en depressieve symptomatologie gevonden werd. Ook Calkins en Otto (2013) vonden een gunstig effect van drie sessies CCT op negatief affect. Daarentegen werd geen effect op depressieve symptomatologie gevonden. Zoals reeds eerder werd aangegeven komt dit mogelijk door de noodzakelijkheid van het aanbieden van voldoende trainingssessies om significante effecten te verkrijgen (Koster et al., 2017). Verder wilden Hoorelbeke en collega's (2015) nagaan of CCT de veerkracht verhoogt en op deze manier preventief voor depressie gebruikt zou kunnen worden. De experimentele groep kreeg tien sessies CCT toegediend, dit tegenover een actieve controle groep. Tijdens een stress-inductieprocedure post training rapporteerden individuen in de CCT-groep minder piekeren, minder daling van positief affect en minder stijging van negatief affect in vergelijking met de actieve controle groep. Bovendien gaven ze tijdens de follow-up 4 weken later aan minder te piekeren.
Tot hiertoe werden enkel resultaten van CCT met de aPASAT besproken in het kader van depressie. Hoorelbeke en collega's (2016) boden echter tien sessies CCT met
10 de aPASAT aan een groep universiteitsstudenten aan die niet specifiek geselecteerd werden op basis van de aanwezigheid van een depressieve stoornis of cognitieve risicofactoren zoals piekeren. Participanten in de CCT-groep rapporteerden minder piekergedachten post training tijdens confrontatie met een daling in positief affect in vergelijking met de controlegroep. Bovendien werd na de training een transfereffect gevonden op een andere werkgeheugentaak, de dual n-back task (Jaeggi et al., 2010). Hieruit kan besloten worden dat CCT erin slaagt het werkgeheugenfunctioneren te verbeteren. Belangrijk is dat het transfereffect enkel gevonden werd na gecontroleerd te hebben voor het initiële niveau van cognitieve controle. Het gebruik van een steekproef met universiteitsstudenten die niet geselecteerd werden op basis van cognitieve controlemoeilijkheden door Hoorelbeke en collega’s (2016) betekent dus dat hier mogelijk plafondeffecten een rol spelen met betrekking tot cognitieve controle. Bij individuen die initieel een hoog niveau van cognitieve controle vertonen, is de ruimte tot verhoging van die cognitieve controle beperkt. Concreet blijkt het initiële niveau van cognitieve controle een predictor te zijn voor de toename van cognitieve controle doorheen de training.
Samengevat heeft CCT met de aPASAT gunstige effecten op piekeren mits uitgebreide training met meerdere sessies. Die gunstige resultaten worden zowel bij depressieve individuen, voorheen depressieve individuen, individuen met een verhoogd risico voor depressie als bij gezonde individuen gevonden.
Moderatoren van Effectiviteit
Enkele CCT-studies stelden reeds de vraag naar moderatoren van effectiviteit. Een aantal moderatoren werden dan ook in voorgaand onderzoek geïdentificeerd. Koster en collega’s (2017) beschreven in hun review recente resultaten hieromtrent. Uit het onderzoek van Quinn, Keil, Utke en Joormann (2014) bij gezonde participanten bleek piekeren op trait niveau een modererend effect te hebben. Uit de resultaten bleek namelijk dat CCT bij participanten die de tendens tot piekeren bezitten wanneer geconfronteerd met een stressvolle situatie of negatieve gevoelens, gunstige effecten heeft op de stressreactie wanneer stressoren aangeboden worden. Dit in tegenstelling tot participanten die de tendens tot piekeren niet bezitten. Verder vonden Siegle en collega’s (2014) in hun reeds eerder vermeld onderzoek bij depressieve patiënten dat een grotere betrokkenheid
11 bij de PASAT meer gunstige effecten op piekeren voorspelt. Ook een betere prestatie op de trainingstaken doorheen de training (Brunoni et al., 2014; Segrave, Arnold, Hoy, & Fitzgerald, 2014; Vanderhasselt et al., 2015) en op transfertaken die cognitieve controle meten (Bowie et al., 2013; Hoorelbeke et al., 2015) blijkt geassocieerd met meer gunstige effecten op piekeren bij individuen met een verhoogd risico op depressie én bij depressieve individuen (Hoorelbeke et al., 2015; Vanderhasselt et al., 2015), veerkracht bij individuen met verhoogd risico op depressie (Hoorelbeke et al., 2015), zelfgerapporteerd algemeen functioneren bij depressieve patiënten (Bowie et al., 2013) en depressieve symptomatologie bij depressieve patiënten (Brunoni et al., 2014; Segrave et al., 2014). In de meta-analyse van Motter en collega’s (2016) werd leeftijd als moderator geïdentificeerd bij depressieve patiënten. Oudere patiënten ervaren minder gunstige effecten van CCT, relatief ten opzichte van jongere patiënten. In de reeds hiervoor genoemde studie van Brunoni en collega’s (2014) daarentegen bleek uit de resultaten dat het effect van CCT op depressieve symptomatologie daalde met dalende leeftijd bij depressieve patiënten. Die studie maakte echter gebruik van CCT gecombineerd met transcranial direct current stimulation (tDCS) gericht op het verhogen van de activiteit in de dorsolaterale PFC. Verder vonden Motter en collega’s (2016) geen modererende effecten van geslacht en medicatiegebruik. Ook Brunoni en collega’s (2014) vonden geen modererende effecten van geslacht en gebruik van benzodiazepines, maar ook niet van PASAT-prestatie tijdens baseline, duur van de huidige depressieve episode, leeftijd eerste depressieve episode of aantal depressieve episodes. Ten slotte brengen Koster en collega’s (2017) in hun review de hoeveelheid cognitieve moeilijkheden voorafgaand aan de training onder de aandacht als mogelijke moderator. Deze kandidaat-moderator zou volgens de auteurs tot hiertoe te weinig aandacht gekregen hebben. Effortful Control
Cognitieve controle is sterk gerelateerd aan effortful control (EC; Eisenberg, Smith, & Spinrad, 2011; Nigg, 2017; Rothbart, 2011). EC is een termperamentsfactor die gedefinieerd wordt als “The ability to inhibit a dominant response to perform a subdominant response” (Rothbart & Jones, 1998, p. 483). Evans en Rothbart (2007) definieerden drie grote onderdelen van EC, met name (1) aandachtscontrole, de vaardigheid tot het focussen en shiften van aandacht, (2) inhibitorische controle, de
12 vaardigheid om gedrag te inhiberen en (2) activatiecontrole, de vaardigheid om een handeling uit te voeren die men eigenlijk wil vermijden (Evans & Rothbart, 2007; Rothbart, Ellis, Rueda, & Posner, 2003). Samengevat is EC de vaardigheid om aandacht en gedrag te reguleren. Verscheidene onderzoeken vinden een negatieve link tussen EC en internaliserende en externaliserende problemen (Eisenberg et al., 2005; Laceulle, Ormel, Vollebergh, van Aken, & Nederhof, 2014; Marchetti, Shumake, Grahek, & Koster, 2018; Muris, van der Pennen, Sigmond, & Mayer, 2008).
Zowel cognitieve controle als EC dragen bij tot zelfregulatie (Nigg, 2017; Rothbart & Jones, 1998). De definiëring van deze drie begrippen is daarom inhoudelijk vergelijkbaar. Zelfregulatie wordt namelijk gedefinieerd als een top-down vaardigheid die bijdraagt aan het controleren van gedrag en aandacht én het begrijpen van de psychische toestand (Fonagy, Gergely, Jurist, & Target, 2002). Aan de grondslag van EC en zelfregulatie ligt het systeem van executieve aandacht (Rothbart, Sheese, & Posner, 2007), wat onder andere activatie in de PFC vereist (Fan, McCandliss, Fossella, Flombaum, & Posner, 2005).
Bijkomend onderzoek is nodig, maar voorlopig besluit Nigg (2017) dat, in de context van zelfregulatie, cognitieve controle identiek is aan EC. EC kan gezien worden als een vorm van cognitieve controle op trait niveau (Nigg, 2017). Anders gezegd blijft de mate van EC vrij stabiel blijft doorheen tijd en context (Vohs & Baumeister, 2016). Vraagstelling Huidige Studie
CCT kan een belangrijke bijdrage leveren aan preventie van psychopathologie. Onderzoek naar de moderatoren van effectiviteit van CCT is noodzakelijk om te achterhalen voor welke doelgroepen de training geschikt is. Op die manier kunnen de trainingen gericht aangeboden worden. Enkele moderatoren werden reeds in voorgaand onderzoek geïdentificeerd: piekeren op trait niveau (Quinn et al., 2014), betrokkenheid bij de taak (Siegle et al., 2014), vooruitgang in cognitieve controle doorheen de training (Bowie et al., 2013; Brunoni et al., 2014; Hoorelbeke et al., 2015; Segrave et al., 2014; Vanderhasselt et al., 2015) en leeftijd (Brunoni et al., 2014; Motter et al., 2016). Volgens Koster en collega’s (2017) echter, kreeg een welbepaalde kandidaat-moderator tot hiertoe te weinig aandacht: de hoeveelheid cognitieve controlemoeilijkheden voorafgaand aan de
13 training. De auteurs pleiten dan ook voor bijkomend onderzoek naar moderatoren van effectiviteit betreffende CCT. In de huidige masterproef werd het initiële niveau van cognitieve controle, gemeten met de gestandaardiseerde PASAT (Gronwall, 1977) voor de start van de training, als mogelijke moderator onderzocht. Ook de hoeveelheid EC die een individu bezit, gemeten aan de hand van de vragenlijst ATQ-EC, werd getoetst als mogelijke moderator. Verder werd het verband tussen EC en cognitieve controle onderzocht.
In het onderzoek van Siegle en collega’s (2014) naar CCT bij depressieve patiënten halen de patiënten die initieel hogere niveaus van cognitieve controle bezitten het grootste voordeel uit de training met aPASAT. Anderzijds vinden Hoorelbeke en collega’s (2016) in hun studie bij individuen met een verhoogd risico voor depressie dat participanten met een lager niveau aan initiële cognitieve controle de meest gunstige effecten ervaren. Toch zijn dit geen tegenstrijdige resultaten. Aangezien de studie van Siegle en collega’s bij een depressieve groep gevoerd werd, zal de cognitieve controle over het algemeen lager liggen dan in de studie van Hoorelbeke en collega’s (2016; Austin et al., 2001; Joormann, 2004; Snyder, 2013). Concreet tonen de resultaten van Siegle en collega’s (2014) aan dat er een basisniveau aan cognitieve controle aanwezig moet zijn om voordeel uit CCT te halen. Anders gezegd moet de PFC voldoende geactiveerd kunnen worden om de taak goed uit te voeren. Niet alle depressieve patiënten beschikken over dat basisniveau aan cognitieve controle. In de huidige studie echter bestaat de steekproef uit individuen die aangeven de transdiagnostische factor piekeren te bezitten. Het gaat dus om relatief gezonde participanten waarvan de meerderheid over voldoende cognitieve controle zal beschikken om de taak te kunnen uitvoeren. Er wordt met andere woorden verwacht dat het noodzakelijke basisniveau aan cognitieve controle bij de meeste aanwezig zal zijn. Eens aan die voorwaarde voldaan is, geldt de idee dat minder initiële cognitieve controle meer vooruitgang doorheen de training mogelijk maakt. Daarom is de hypothese in de huidige studie dat (1) de gunstige effecten van CCT op cognitieve controle groter zijn bij individuen met lagere niveaus aan initiële cognitieve controle, gecontroleerd voor leeftijd en betrokkenheid bij de trainingstaak, relatief ten opzichte van de andere participanten en (2) individuen met lagere initiële niveaus van cognitieve controle de grootste daling in piekeren zullen vertonen post training, gecontroleerd voor leeftijd en betrokkenheid bij de trainingstaak.
14 Zoals Tombaugh (2006) in zijn review beschreef is de PASAT (Gronwall, 1977) niet altijd even valide om het niveau van cognitieve controle te meten. De taakprestatie wordt namelijk ook beïnvloed door training, leeftijd, IQ, wiskundig vermogen, angst, en frustratie (Tombaugh, 2006). In de huidige studie werd de gestandaardiseerde PASAT (Gronwall, 1977) online afgenomen. Proefpersonen moesten hun antwoord niet luidop noemen zoals de originele taak werd beschreven door Gronwall (1977). Wel diende het antwoord met de computermuis aangeklikt worden. Verder bleef de opdracht hetzelfde. Aangezien de afname via de computer gebeurde, kan gesteld worden dat ook computervaardigheid, muisvaardigheid, reactiesnelheid en algemene motorische vaardigheden een invloed kunnen hebben op de taakprestatie. Mogelijk is een meting van EC een meer valide manier om het niveau van cognitieve controle te achterhalen. Cognitieve controle en EC zijn namelijk sterk gerelateerd en misschien zelfs identiek (Nigg, 2017). Bovendien delen cognitieve controle en EC gelijkaardige componenten. Zo zijn inhibitie en het shiften van aandacht onderdelen van cognitieve controle (Miyake et al., 2000) en zijn inhibitorische controle en aandachtscontrole onderdelen van EC (Evans & Rothbart, 2007). Daarom is de hypothese dat (3) er een correlatie bestaat tussen de meting met de gestandaardiseerde PASAT (Gronwall, 1977) en tussen een vragenlijstmeting van EC. Bovendien is de hypothese dat (4) de correlatie tussen de gestandaardiseerde PASAT (Gronwall, 1977) en een vragenlijstmeting van EC het grootst is voor de componenten aandachtscontrole en inhibitorische controle van EC. Vanuit de veronderstelling dat een correlatie bestaat tussen cognitieve controle en EC is de laatste hypothese dat (5) de gunstige effecten van CCT op cognitieve controle en piekeren groter zijn bij individuen met lagere niveaus aan EC, gecontroleerd voor leeftijd en betrokkenheid bij de trainingstaak, relatief ten opzichte van andere participanten.
Methode Design en Deelnemers
In de huidige studie werd gebruik gemaakt van een longitudinaal design bestaande uit een baselinemeting, trainingsfase, postmeting en optionele follow-up na één maand. Alle participanten doorliepen hetzelfde design.
15 De studie gebeurde volledig online. De proefpersonen namen deel op vrijwillige basis. Voor deelname aan de baselinemeting, training en postmeting werd geen vergoeding voorzien. Participanten die daarenboven aan de follow-up deelnamen, maakten kans op een waardebon van vijftig euro. Het informed consent werd online ondertekend voor de start van de baselinemeting. Het onderzoek werd goedgekeurd door het ethisch comité van de faculteit psychologische en pedagogische wetenschappen.
De proefpersonen werden gerekruteerd via traditionele media, sociale media, organisaties en instellingen. Ruime inclusiecriteria werden gehanteerd aangezien gedoeld werd op het verkrijgen van een zo groot mogelijke steekproef. Er werd gemikt op 300-500 participanten. Iedereen die piekert, zich in de leeftijdscategorie van 18 tot 70 jaar bevond én interesse had in de studie, kon starten. Aangezien alles volledig online gebeurde, dienden deelnemers in het bezit zijn van een computer met internetverbinding. Ook dienden participanten de Nederlandse taal machtig te zijn aangezien gebruik gemaakt werd van de Nederlandstalige versie van vragenlijsten en taken.
382 Individuen namen contact op met de onderzoekers en kregen hun persoonlijke link naar de studie toegestuurd. Figuur 2 stelt de drop-out doorheen de studie schematisch voor. Het drop-outpercentage van baselinemeting met de PASAT tot postmeting met de PASAT bedraagde 39.16%, waarvan 34.94% uitviel tijdens de training met de aPASAT. 308 Participanten voltooiden de eerste trainingssessie. Slechts 214 participanten voltooiden echter de volledige training van 10 sessies. Het aantal participanten valide voor data-analyse verschilde per hypothese en wordt verder beschreven in de resultatensectie. De functie pairwise deletion in SPSS 25 werd gebruikt voor het analyseren van de data.
16 Figuur 2. Consort flowdiagram
382 Individuen contacteerden de onderzoekers
322 Individuen voltooiden de baselinemeting
214 Individuen voltooiden de trainingsfase (10 sessies)
201 Individuen voltooiden de postmeting
195 Individuen voltooiden de optionele follow-up meting Voltooid: • Demografische variabelen: N = 335 • PTQ: N = 334 • ATQ-EC: N = 331 • PASAT: N = 332 Drop-out na: • 0 trainingssessies: N = 18 • 1 trainingssessie: N = 14 • 2 trainingssessies: N = 18 • 3 trainingssessies: N = 20 • 4 trainingssessies: N = 11 • 5 trainingssessies: N = 4 • 6 trainingssessies: N = 6 • 7 trainingssessies: N = 6 • 8 trainingssessies: N = 8 • 9 trainingssessies: N = 3 Voltooid: • PTQ: N = 208 • UES: N = 208 • PASAT: N = 204 Voltooid: • PTQ: N = 195 • PASAT: N = 195
17 Apparatuur en Materiaal
Zoals reeds eerder vermeld, dienden participanten in bezit te zijn van een computer met internetverbinding. Verder werd gebruik gemaakt van de Nederlandse vertaling van volgende vragenlijsten: de Perseverative Thinking Questionnaire (PTQ; Ehring et al., 2011; Ehring, Raes, Weidacker, & Emmelkamp, 2012), de Depression Anxiety Stress Scale 21 Items Version (DASS-21; Lovibond & Lovibond, 1995; de Beurs, Van Dyck, Marquenie, Lange, & Blonk, 2001), de 10-item versie van de Connor Davidson Resilience Scale (CDRS; Connor & Davidson, 2003; vertaald door Danhof-Pont & Schrier), de subschaal Effortful Control van de Adult Temperament Questionnaire (ATQ-EC; Rothbart, Ahadi, & Evans, 2000; Hartman, Majdandžić, & Rothbart, 2007), de 10-item versie van de Personality Inventory (TIPI; Gosling, Rentfrow, & Swann Jr., 2003; Hofmans, Kuppens, & Allik, 2008), de Emotion Regulation Questionnaire (ERQ; Gross & John, 2003; vertaald door Koole) en de 12-item versie van de User Engagement Scale (UES; O’Brien, Cairs, & Hall, 2018). De gestandaardiseerde PASAT (Gronwall, 1977) werd gebruikt om het niveau van cognitieve controle te meten. Een aangepaste versie van de PASAT (aPASAT) werd gebruikt om te trainen.
In deze masterproef werden enkel gegevens uit de PTQ, ATQ-EC, gestandaardiseerde PASAT, aPASAT en de UES 12-item versie in de data-analyse opgenomen. De overige vragenlijsten worden hier dan ook niet verder besproken.
De Perseverative Thinking Questionnaire (PTQ; Ehring et al., 2011) werd afgenomen om naar piekergedachten te peilen. De vragenlijst bestaat in het totaal uit vijftien items die beantwoord moeten worden op een schaal gaande van 0 (nooit) tot 4 (bijna altijd). De totaalscore varieert van 0 tot 60 waarbij hogere scores op meer piekeren duiden. De PTQ bevat drie items voor elk van de vijf kenmerken van repetitief negatief denken. Een voorbeeld van een item dat naar het kenmerk repetitiviteit peilt is “The same thoughts keep going through my mind again and again”. Meer voorbeelden van items zijn: “Thoughts come to my mind without me wanting them to” (intrusiviteit), “I can’t stop dwelling on them” (moeilijkheden om afstand te nemen van de gedachten), “I keep asking myself questions without finding an answer” (de gedachten zijn niet productief) en “My thoughts prevent me from focusing on other things” (de gedachten nemen mentale capaciteit in). De PTQ werd naar het Nederlands vertaald door Ehring en collega's
(PTQ-18 NL; 2012). De betrouwbaarheid en validiteit van de PTQ en PTQ-NL werden nagegaan en bevestigd in de onderzoeken van Ehring en collega’s (2011; 2012).
De Adult Temperament Questionnaire is een zelfrapportagevragenlijst die gebruikt wordt om temperament bij volwassenen te beoordelen (ATQ; Rothbart et al., 2000). De ATQ omvat vijf schalen: negative affect, orienting sensitivity, effortful control, extraversion en affiliativeness. In de huidige studie werd enkel de subschaal effortful control afgenomen (ATQ-EC; Rothbart et al., 2000) om te peilen naar de mate van EC bij de participanten. De ATQ-EC bestaat uit negentien items. Alle items moeten beoordeeld worden op een schaal gaande van 1 (helemaal niet waar) tot 7 (helemaal waar). De totaalscore op de ATQ-EC bedraagt het gemiddelde van alle itemscores en varieert van 1 tot 7 waarbij hogere scores op meer effortful control wijzen. De ATQ-EC bestaat uit drie subschalen: activatiecontrole, inhibitorische controle en aandachtscontrole. Voorbeelden van items zijn: “I hardly ever finish things on time” (activatiecontrole) en “It is easy for me to hold back my laughter in a situation where it is not appropriate” (inhibitorische controle). De ATQ werd naar het Nederlands vertaald door Hartman en collega’s (2007). De betrouwbaarheid en validiteit werd bevestigd (Evans & Rothbart, 2007; Rothbart et al., 2000).
De gestandaardiseerde Paced Auditory Serial Addition Task (PASAT; Gronwall, 1977) werd gebruikt om het niveau van cognitieve controle te bepalen bij de participanten. Tijdens de taak kregen participanten auditief getallen aangeboden, gaande van één tot negen. De participant diende per trial de som van de twee laatst gehoorde getallen te maken. Het antwoord moest aangeklikt worden met de computermuis. De PASAT bestond uit 180 trials. De interstimulusintervallen (ISI) lagen op voorhand vast. Doorheen de taak werd de moeilijkheidsgraad verhoogd door het ISI te verkleinen. Voor de eerste 60 trials bedroeg het ISI 3000 ms, voor de volgende 60 trials 2000 ms en voor de laatste 60 trials 1500 ms. De participanten kregen de instructie om zoveel mogelijk juiste antwoorden te geven en om zo snel mogelijk verder te gaan bij het maken van een fout (Siegle et al., 2007). De totale score varieert van 0 tot 180 en duidt het aantal juiste antwoorden aan. De betrouwbaarheid en validiteit van de PASAT werd bevestigd door Tombaugh (2006) mits er rekening wordt gehouden met effecten van training, leeftijd, IQ, wiskundig vermogen, angstige stemming en frustratie. Omdat de PASAT online
19 afgenomen wordt, kan ook computervaardigheid, muisvaardigheid, reactiesnelheid en algemene motorische vaardigheden mogelijk een invloed hebben op de taakprestatie. Ondanks dat de getallen auditief aangeboden worden, wordt ervan uitgegaan dat gehoor zal hebben op de PASAT-prestatie. Er wordt verondersteld dat particpanten het geluid van de taak zelf zullen aanpassen naargelang eigen gehoor.
Om de cognitieve controle te trainen werd een aangepaste versie van de PASAT gebruikt. In deze versie paste de snelheid van itemaanbieding zich aan de prestatie van de participant aan. Op deze manier werd een gelijkaardige uitdaging bekomen over verschillende participanten en sessies heen. Wanneer participanten vier opeenvolgende items correct hadden, verkleinde het ISI met 100 milliseconden (ms). Indien participanten vier opeenvolgende items fout hadden, vergrootte het ISI met 100 ms. Het ISI bij de start van de training werd bepaald door de score van de baseline PASAT. Elke daaropvolgende trainingssessie startte met een ISI 500 ms groter dan de mediaan ISI van de voorgaande trainingssessie.
Om de motivatie tot het volbrengen van de training te verhogen, werd in deze studie gebruik gemaakt van een gegamificeerde versie van de aPASAT (Vervaeke, Van Looy, Hoorelbeke, Baeken, & Koster, 2018). Voor de start van de eerste training waren alle sessies vergrendeld in een rooster. Na iedere trainingssessie werd het vakje van die sessie ontgrendeld en verscheen er een motiverende quote. Op het einde van de training was het volledige rooster ontgrendeld. Verder had iedere trainingssessie een ander kleurthema en werden er motiverende boodschappen aangeboden tijdens het uitvoeren van de taak. Die motiverende boodschappen verschenen onafhankelijk van de werkelijke prestatie om sociale feedback na te bootsen. Vooruitgang tijdens de sessie werd visueel voorgesteld aan de hand van een aftelklok. Ook het trainingslevel werd visueel aangeboden ter bekrachtiging van de inspanning van participanten. De participant steeg een level wanneer vier opeenvolgende items correct beantwoord werden en het ISI verkleinde met 100 ms. Bij stijging naar een volgend level werd een auditieve en visuele cue aangeboden. Ten slotte kreeg de participant op het einde van elke sessie een eindscore te zien. Op deze manier konden participanten hun huidige score vergelijken met vorige trainingssessies.
De User Engagement Scale (UES; O’Brien, Cairs, & Hall, 2018) werd afgenomen na de trainingsfase als maat voor betrokkenheid bij het uitvoeren van de PASAT. In de
20 huidige studie werd de verkorte versie van de UES afgenomen bestaande uit 12 items. De 12-itemversie van de UES bestaat uit de vier schalen: focused attention, perceived usability, aesthetic appeal en reward. Voor elke schaal bevat de UES drie items. Voorbeelden van items zijn “I lost myself in this experience” (focused attention), “I found the task confusing to use” (perceived usability), “The task was attractive” (aesthetic appeal) en “My experience was rewarding” (reward). De items moeten beantwoord worden op een schaal van 1 (helemaal niet akkoord) tot 5 (helemaal akkoord). De totaalscore varieert van 12 tot 60 waarbij hogere scores op meer betrokkenheid bij de taak duiden. In het onderzoek van O’Brien en collega’s (2018) werd de validiteit van de 12-item versie van de UES bevestigd. Een officiële Nederlandse vertaling van de UES bestaat niet.
Procedure
De participanten werden gerekruteerd via traditionele mediakanalen, sociale media, organisaties en instanties. Wie geïnteresseerd was om aan de studie deel te nemen diende zelf contact op te nemen met de onderzoekers, telefonisch of via e-mail. De persoon werd voorzien van alle nodige informatie. Wanneer iemand de beslissing nam deel te nemen, kreeg de participant een persoonlijke link naar de studie toegestuurd via e-mail en kon van start gegaan worden met de baselinemeting. Dit kon op elk tijdstip en locatie mits aanwezigheid van een internetverbinding. Alles gebeurde volledig online. Indien nodig waren telefonische contacten wel mogelijk.
Baselinemeting. De baselinemeting startte met het ondertekenen van een informed consent. Nadien werden volgende demografische gegevens bevraagd: leeftijd, geslacht (1 = man, 2 = vrouw, 3 = andere), opleidingsniveau (hoogst behaalde diploma: 0 = geen, 1 = basisschool, 2 = secundair, 3 = hogeschool, 4 = universiteit) en huidige werksituatie (0 = student, 1 = werkstudent, 2 = voltijds, 3 = deeltijds, 4 = werkzoekend, 5 = tijdelijk thuis, 6 = permanent thuis, 7 = gepensioneerd, 8 = huisman/huisvrouw). Ook de eigen inschatting van wiskundekennis (score 1-5 waarbij hogere scores op meer ingeschatte kennis wijzen), angst voor wiskunde (score 1-5 waarbij hogere scores meer angst voor wiskunde aanduiden) en het gebruik van psychofarmaca (1 = er is gebruik, 2 = er is geen gebruik) werd bevraagd. Vervolgens diende de participant volgende
21 vragenlijsten in te vullen: PTQ, DASS-21, CDRS, ATQ-EC, TIPI en ERQ. Nadien volgde de gestandaardiseerde PASAT. De PASAT bestond steeds uit 180 trials.
Trainingsfase. Na het afronden van de baselinemeting volgde de trainingsfase met de aPASAT. Participanten dienden gedurende twee weken tien trainingssessies van vijftien minuten te vervolledigen. Er kon maximum één trainingssessie per dag uitgevoerd worden. Ook de aPASAT bestond steeds uit 180 trials.
Postmeting. Na de trainingsfase volgde de postmeting. De meting startte met het invullen van volgende vragenlijsten: PTQ, DASS 21, CDRS, ERQ en UES. Daarna volgde de gestandaardiseerde PASAT.
Follow-up. Eén maand na de postmeting was er de optie tot deelname aan de follow-up. Die bestond uit volgende vragenlijsten: PTQ, DASS 21, CDRS en ERQ. Ook de gestandaardiseerde PASAT werd opnieuw afgenomen.
Statistische Analyse
Om de data te analyseren werd gebruik gemaakt van SPSS Statistics 25. De functie pairwise deletion werd gebruikt voor het selecteren van de geschikte data voor analyse. Het significantieniveau werd ingesteld op α ≤ 0.05. Als eerste werden de effecten van CCT op cognitieve controle en piekeren onderzocht. Vervolgens werden twee lineaire regressieanalyses uitgevoerd om de initiële cognitieve controle en EC als mogelijke moderatoren te onderzoeken, (1) enerzijds voor het effect van CCT op cognitieve controle van baselinemeting naar postmeting, (2) anderzijds voor het effect van CCT op piekeren van baselinemeting naar postmeting. Hierbij werd gecontroleerd voor de mogelijke moderatie-effecten van leeftijd en betrokkenheid bij de trainingstaak. Participanten die de ATQ-EC voltooiden tijdens baseline, de volledige training én de PTQ en PASAT voltooiden tijdens zowel baseline -als postmeting werden hierbij geselecteerd voor data-analyse (N = 201). Nadien werd een derde en een vierde lineaire regressiedata-analyse uitgevoerd om EC en initiële cognitieve controle als mogelijke moderatoren te onderzoeken voor het effect van CCT (3) op cognitieve controle van postmeting naar follow-up één maand later en (4) op piekeren van postmeting naar follow-up. Opnieuw werd gecontroleerd voor de effecten van leeftijd en betrokkenheid bij de trainingstaak. Hierbij werden participanten die de ATQ-EC en PASAT vervolledigden tijdens baseline,
22 de volledige training én de PTQ en PASAT voltooiden tijdens postmeting en follow-up geselecteerd voor analyse (N = 196). Ten slotte werd de Pearson correlatiecoëfficiënt berekend om het verband tussen de PASAT-score, score op de ATQ-EC en de drie componenten van EC te onderzoeken. Hierbij werden participanten die zowel de PASAT als de ATQ-EC voltooiden tijdens de baselinemeting geselecteerd voor data-analyse (N = 322).
Resultaten Karakteristieken van de Participanten
De steekproef bestond uit 73.1% vrouwen en 26.6% mannen. Eén participant (.3%) duidde het geslacht als ‘andere’ aan. De gemiddelde leeftijd in de steekproef was 41.82 jaar (SD = 12.94; bereik 18-72 jaar). De gemiddelde totale score op de PTQ tijdens de baselinemeting was 39.64 (SD = 8.24; bereik 13-60). Dit bereik lag binnen de verwachtingen aangezien een inclusiecriterium tot deelname aan de studie het ervaren van piekergedachten was. De gemiddelde totale score op de ATQ-EC tijdens baselinemeting bedroeg 4.24 (SD = .76; bereik 2.12-6.50). De totale PASAT-score werd omgerekend naar een totale score op 100. Die gemiddelde procentuele score op de gestandaardiseerde PASAT tijdens baselinemeting was 29.02 (SD = 14.43; bereik .00-87.22). Een nulscore als ondergrens wijst mogelijk op de aanwezigheid van participanten die de taak niet op een geconcentreerde manier voltooiden. Hier kunnen zowel interne als externe factoren aan ten grondslag gelegen hebben: gebrek aan motivatie, storing omwille van achtergrondgeluid, niet goed geslapen etc. Het histogram en Q-Q plot, voorgesteld in figuur 3, toonde echter een normale verdeling van de PASAT-scores tijdens baselinemeting aan. Bovendien lagen de waarden van het gemiddelde en de mediaan voldoende dicht bij elkaar (M = 29.02; Md = 29.44). Ook de maten voor scheefheid (𝛽1 = .18; SE = .13) en gepiektheid (𝛽2 = -.08; SE = .27) wezen op een normale verdeling.
23 Figuur 3. Histogram en Q-Q plot van de PASAT-scores tijdens baselinemeting.
24 Toename in Cognitieve Controle
PASAT-scores toonden een vooruitgang van baselinemeting naar postmeting (figuur 4). Het verschil in gemiddelde scores op de PASAT tussen baselinemeting (M = 29.54; SD = 13.73) en postmeting (M = 70.05; SD = 16.32) werd significant bevonden aan de hand van de gepaarde t-toets (t(218) = 46.69; p < .001; d = 2.69). Van postmeting naar follow-up werd een beperkte afname van de PASAT-scores teruggevonden (figuur 4). Dit beperkte verschil in gemiddelde scores tussen de postmeting (M = 70.15; SD = 16.26) en de follow-upmeting (M = 67.03; SD = 16.52) werd bovendien significant bevonden (t(202) = 5.45; p < .001; d = .19). De toename in gemiddelde PASAT-score van baselinemeting (M = 28.93; SD = 13.65) naar follow-up (M = 66.63; SD = 16.49) bleef echter groot en significant (t(212) = 42.87; p < .001; d = 2.49).
Figuur 4. Spaghettiplot van de individuele evolutie van PASAT-scores doorheen de meetmomenten.
Afname in Piekeren
De totale PTQ-scores toonden een afname van baselinemeting naar postmeting (figuur 5). Bovendien werd een blijvende daling in piekergedachten vanaf de postmeting tot aan de follow-up één maand later waargenomen (figuur 5). De afname in gemiddelde totale score op de PTQ van baselinemeting (M = 39.41; SD = 8.29) naar postmeting (M =
25 34.79; SD = 9.28) bleek significant aan de hand van de gepaarde t-toets (t(228) = 9.54; p < .001; d = .53). Ook de afname in piekeren van postmeting (M = 34.70; SD = 9.13) naar follow-up (M = 31.36; SD = 9.13) werd significant bevonden (t(206) = 7.70; p < .001; d = .37).
Figuur 5. Spaghettiplot van de individuele evolutie van PTQ-scores doorheen de meetmomenten.
Moderatoren van Effectiviteit Onderzocht
Van baselinemeting naar postmeting. Participanten die de ATQ-EC
vervolledigden tijdens de baselinemeting, de volledige training voltooiden én de PTQ en PASAT voltooiden tijdens zowel baseline- als postmeting werden geselecteerd voor analyse (N = 201). Twee lineaire regressieanalyses werden uitgevoerd, met in de eerste regressie (1) de verschilscore van cognitieve controle, gemeten met de PASAT tijdens baseline -en postmeting, als uitkomstvariabele en in de tweede regressie (2) de
verschilscore van piekeren, gemeten met de PTQ tijdens baseline -en postmeting, als uitkomstvariabele. In beide regressiemodellen werden het initiële niveau van cognitieve controle, gemeten met de PASAT tijdens baselinemeting, en EC, gemeten aan de hand van de ATQ-EC tijdens baselinemeting, als predictoren geïncludeerd. Aangezien in voorgaande onderzoeken leeftijd en betrokkenheid bij de taak reeds als moderatoren geïdentificeerd werden, werden deze variabelen ook als predictoren geïncludeerd ter
26 controle. Om de predictoren in de regressiemodellen in te voeren werd gebruik gemaakt van de hiërarchische methode, waarbij volgende volgorde gehanteerd werd: (1) leeftijd, (2) betrokkenheid, (3) initiële niveau van cognitieve controle en (4) EC. Resultaten van de lineaire regressie werden samengevat in tabel 1.
Evolutie in cognitieve controle. Het lineaire regressiemodel verklaarde 23.4%
van de totale variantie in toename van PASAT-scores, aangeduid door 𝑹𝟐. De hoeveelheid initiële cognitieve controle en leeftijd bleken significante predictoren. Hogere niveaus aan cognitieve controle voorafgaand aan de training met aPASAT voorspelden minder toename van de PASAT-score na de training (b = -.34; SE = .06). Ook boekten oudere participanten minder winst in PASAT-score na de training in vergelijking met jongere participanten (b = -.43; SE = .06).
Evolutie in piekeren. Het model verklaarde 3.6% van de totale variantie in afname
in piekeren. Betrokkenheid bleek een marginaal significante predictor. Participanten die na afronding van de trainingsfase aangaven meer betrokkenheid ervaren te hebben met de trainingstaak vertoonden een grotere daling in piekeren (b = -1.58; SE = .80), relatief ten opzichte van andere participanten.
27 Tabel 1
Predictoren, ingevoerd volgens de hiërarchische methode, voor de evolutie in cognitieve controle en piekeren van baselinemeting naar postmeting.
b (niet-gestand.) SE B 95% BI β (gestand.) p
OG BG
1. Predictoren voor evolutie cognitieve controle Stap 1 Leeftijd -.30 .06 -.42 -.18 -.33 .00* Stap 2 Leeftijd -.31 .06 -.44 -.19 -.34 .00* Betrokkenheid 1.99 1.28 -.54 4.51 .11 .12 Stap 3 Leeftijd -.42 .06 -.54 -.30 -.46 .00* Betrokkenheid 1.51 1.20 -.87 3.88 .08 .21
Initiële cognitieve controle -.31 .06 -.43 -.20 -.35 -5.31
Stap 4
Leeftijd -.43 .06 -.56 -.31 -.47 .00*
Betrokkenheid 1.40 1.21 -.98 3.78 .07 .25
Initiële cognitieve controle -.32 .06 -.44 -.20 -.36 .00*
EC 1.26 1.13 -.98 3.49 .07 .27
2. Predictoren voor evolutie piekeren Stap 1
Leeftijd .07 .04 -.01 .14 .12 .09
28
Note. 1. 𝑅2 = .11 voor stap 1 (p = .00*); ∆𝑅2 = .01 voor stap 2 (p = .12); ∆𝑅2 = .11 voor stap 3 (p = .00*); ∆𝑅2 = .01 voor stap 4 (p = .27)
2. 𝑅2 = .02 voor stap 1 (p = .09); ∆𝑅2 = .02 voor stap 2 (p = .06); ∆𝑅2 = .00 voor stap 3 (p = .87); ∆𝑅2 = .00 voor stap 4 (p = .45) *p < .05. **p < .01. b (niet-gestand.) SE B 95% BI β (gestand.) p OG BG Leeftijd .08 .04 .00 .15 .14 .05* Betrokkenheid -1.52 .79 -3.09 .04 -.14 .06 Stap 3 Leeftijd .07 .04 -.01 .15 .14 .07 Betrokkenheid -1.53 .80 -3.10 .04 -.14 .06
Initiële cognitieve controle -.01 .04 -.08 .07 -.01 .87
Stap 4
Leeftijd .07 .04 -.02 .15 .12 .12
Betrokkenheid -1.58 .80 -3.16 -.01 -.14 .05*
Initiële cognitieve controle -.01 .04 -.09 .07 -.02 -.82
29 Van postmeting naar follow-up. Participanten die de ATQ-EC en PASAT vervolledigden tijdens baselinemeting, de volledige training voltooiden én de PTQ en PASAT tijdens zowel postmeting als follow-up voltooiden werden geïncludeerd in de analyse (N = 196). Opnieuw werden twee lineaire regressieanalyses uitgevoerd. In de eerste regressie werd de verschilscore van cognitieve controle tussen postmeting en follow-up als uitkomstvariabele geïncludeerd. Voor het tweede regressiemodel werd de verschilscore van piekeren tussen postmeting en follow-up als uitkomstvariabele geselecteerd. Opnieuw werden in beide modellen dezelfde predictoren geïncludeerd volgens de hiërarchische methode: (1) leeftijd, (2) betrokkenheid, (3) initiële niveau van cognitieve controle en (4) EC. Resultaten van de regressie werden samengevat in Tabel 2.
Evolutie in cognitieve controle. Het lineaire model kon slechts 2% van de totale
variantie in de evolutie in cognitieve controle tussen postmeting en follow-up verklaren. Geen van de predictoren werd significant bevonden.
Evolutie in piekeren. Het model kon slechts 1.5% van de variantie in de evolutie
in piekeren van postmeting naar follow-up verklaren. Geen van de predictoren werd significant bevonden.
30 Tabel 2
Predictoren, ingevoerd volgens de hiërarchische methode, voor de evolutie in cognitieve controle en piekeren van postmeting naar follow-up.
b (niet-gestand.) SE B 95% BI β (gestand.) p
OG BG
1. Predictoren voor evolutie cognitieve controle Stap 1 Leeftijd .04 .04 -.05 .12 .06 .41 Stap 2 Leeftijd .04 .04 -.04 .13 .07 .31 Betrokkenheid -1.37 .91 -3.18 .43 -.11 .14 Stap 3 Leeftijd .06 .05 -.03 .15 .10 .21 Betrokkenheid -1.31 .92 -3.12 .50 -.10 .15
Initiële cognitieve controle .04 .05 -.05 .13 .07 .35
Stap 4
Leeftijd .06 .05 -.03 .16 .10 .19
Betrokkenheid -1.28 .92 -3.10 .54 -.10 .17
Initiële cognitieve controle .04 .05 -.05 .14 .07 .34
EC -.32 .88 -2.05 1.42 -.03 .72
2. Predictoren voor evolutie piekeren Stap 1
Leeftijd -.04 .03 -.11 .03 -.09 .23
31 b (niet-gestand.) SE B 95% BI β (gestand.) p OG BG Leeftijd -.04 .03 -.11 .02 -.10 .19 Betrokkenheid .65 .71 -.76 2.05 .07 .37 Stap 3 Leeftijd -.05 .04 -.12 .02 -.10 .20 Betrokkenheid .64 .71 -.77 2.05 .07 .37
Initiële cognitieve controle -.01 .04 -.08 .06 -.01 .87
Stap 4
Leeftijd -.05 .04 -.13 .02 -.12 .15
Betrokkenheid .58 .72 -.84 2.00 .06 .42
Initiële cognitieve controle -.01 .04 -.08 .06 -.02 .81
EC .55 .68 -.80 1.90 .06 .42
Note. 1. 𝑅2 = .00 voor stap 1 (p = .41); ∆𝑅2 = .01 voor stap 2 (p = .14); ∆𝑅2 = .00 voor stap 3 (p = .35); ∆𝑅2 = .00 voor stap 4 (p = .72)
2. 𝑅2 = .01 voor stap 1 (p = .23); ∆𝑅2 = .00 voor stap 2 (p = .37); ∆𝑅2 = .00 voor stap 3 (p = .87); ∆𝑅2 = .00 voor stap 4 (p = .42) *p < .05. **p < .01.
32 Het Verband tussen Cognitieve Controle en Effortful Control Onderzocht
Om hypothese (3) en (4) te toetsen werden de gegevens van participanten die zowel de PASAT als de ATQ-EC voltooiden tijdens de baselinemeting geselecteerd voor data-analyse (N = 322). De verbanden tussen ATQ-EC-scores en PASAT-scores staan geplot in figuur 6. Uit de correlatieanalyse bleek echter geen significant verband te bestaan noch tussen de PASAT-score en de totale score op de ATQ-EC tijdens baselinemeting, noch tussen de PASAT-score en de drie componenten van ATQ-EC (tabel 3).
Tabel 3
Pearson correlatiecoëfficiënten voor de PASAT-score, ATQ-EC-score en de drie componentscores, gemeten tijdens baseline.
*p < .05. **p < .01. Metingen n M SD 1 2 3 4 5 1. PASAT-score 332 29.02 14.43 ̶ .02 -.08 .11 .01 2. Totale ATQ-EC-score 331 4.24 .76 ̶ .78** .82** .67** 3. Componentscore activatiecontrole 331 4.51 1.03 ̶ .51** .24** 4. Componentscore aandachtscontrole 331 3.76 1.04 ̶ .34** 5. Componentscore inhibitorische controle 331 4.46 .93 ̶
33 Figuur 6. Spreidingsdiagrammen PASAT-score met totale score op ATQ-EC en score op
34 Discussie
Heel wat onderzoek bevestigt het idee van piekeren als transdiagnostische risicofactor voor het ontwikkelen van psychopathologie (Harvey & Watkins, 2004; McEvoy et al., 2013). Piekeren is gelinkt aan een tekort aan cognitieve controle (Davis & Nolen-Hoeksema, 2000; De Lissnyder et al., 2012; Hasher et al., 1999; Hoorelbeke et al., 2016). Daarom maakten verscheidene studies gebruik van cognitieve controletraining (CCT) in kader van piekergedachten. Een adaptieve versie van de Paced Auditory Serial Addition Task (aPASAT; Siegle et al., 2007) blijkt een geschikte taak om cognitieve controle te trainen, mits uitgebreide training met meerdere sessies (Koster et al., 2017). De effectiviteit van CCT met de aPASAT werd reeds in verschillende klinische populaties onderzocht. Recent echter richtte CCT-onderzoek zich steeds meer op gezonde populaties, waaronder ook gezonde individuen met cognitieve risicofactoren voor het ontwikkelen van een depressieve stoornis. Piekeren behoort tot die cognitieve risicofactoren. Gunstige effecten worden gevonden op negatief affect, depressieve symptomatologie en piekergedachten (Calkins & Otto, 2013; Calkins et al., 2015; Hoorelbeke et al., 2015). Met andere woorden blijkt CCT aan de hand van de aPASAT veelbelovend in risicogroepen ter preventie van depressie. Daarenboven blijkt CCT met de aPASAT ook in een ongeselecteerde groep studenten gunstige effecten te hebben op piekeren en werkgeheugenfunctie (Hoorelbeke et al., 2016). In de studie van Hoorelbeke en collega’s (2016) was echter mogelijk sprake van een plafondeffect wat betreft die gunstige resultaten. Bij individuen die initieel een hoog niveau aan cognitieve controle vertonen zou de mogelijkheid tot versterken van die cognitieve controle beperkt zijn.
In het huidige onderzoek naar CCT werd op zoek gegaan naar moderatoren van effectiviteit. Het doel was groepen te identificeren waarin CCT als efficiënte methode aangeboden kan worden om piekergedachten aan te pakken, ter preventie van het ontwikkelen van psychopathologie. In deze masterproef werden het initiële niveau aan cognitieve controle en de mate van EC als mogelijke moderatoren voor het effect van CCT op zowel cognitieve controle als piekergedachten onderzocht. Bovendien werd onderzocht in welke mate de score op een vragenlijstmeting van EC gecorreleerd is met een meting van cognitieve controle aan de hand van de PASAT. Tombaugh (2006) beschreef namelijk dat de PASAT (Gronwall, 1977) niet steeds even valide is om de
35 hoeveelheid cognitieve controle te bepalen. Prestatie op de PASAT wordt ook beïnvloed door training, leeftijd, IQ, wiskundig vermogen, angst en frustratie (Tombaugh, 2006). Aangezien de PASAT in de huidige studie online werd afgenomen, kan gesteld worden dat ook computervaardigheid, muisvaardigheid, reactiesnelheid en algemene motorische vaardigheden een invloed gehad kunnen hebben op de taakprestatie. Daarom is een vragenlijstmeting van EC mogelijk een meer valide methode om het niveau van cognitieve controle te achterhalen. Uit onderzoek blijkt EC namelijk sterk gerelateerd aan cognitieve controle (Eisenberg et al., 2011; Nigg, 2017; Rothbart, 2011). Nigg (2017) formuleert zelfs de conclusie dat cognitieve controle identiek is aan EC in de context van zelfregulatie. Volgens Nigg (2017) is EC een vorm van cognitieve controle op trait niveau.
In de huidige studie werden participanten verzameld onder ruime inclusiecriteria met als doel een zo groot mogelijke steekproef te bekomen. Participanten dienden piekergedachten te ervaren én tot de leeftijdscategorie van 18 tot 70 jaar te behoren. Het onderzoek betrof een longitudinaal design. Cognitieve controle werd gemeten aan de hand van de PASAT en piekeren werd bevraagd aan de hand van de PTQ tijdens baselinemeting, postmeting en follow-up één maand later. Verder werd tijdens de baselinemeting EC bevraagd aan de hand van de ATQ-EC en werden demografische variabelen bevraagd. Tijdens de postmeting werd betrokkenheid bij de aPASAT bevraagd aan de hand van UES. Tussen de baseline -en postmeting vond een trainingsperiode van twee weken plaats waarin participanten tien sessies van vijftien minuten met de aPASAT dienden te voltooien.
Als eerste werden twee lineaire regressieanalyses uitgevoerd om predictoren voor de gunstige effecten van CCT op enerzijds cognitieve controle en anderzijds piekeren tussen baselinemeting en postmeting te onderzoeken. In de eerste regressie werd de evolutie in cognitieve controle als uitkomstvariabele geselecteerd, gemeten aan de hand van de individuele verschilscores op de PASAT tussen baseline -en postmeting. In de tweede regressie werd de evolutie in piekeren als uitkomstvariabele geselecteerd, gemeten aan de hand van de individuele verschilscores op de PTQ tussen baseline -en postmeting. In beide regressies werden het initiële niveau aan cognitieve controle, gemeten met de PASAT tijdens baseline, en de mate van EC, gemeten met de ATQ-EC
