Oefening Baart Kunst:
Het Effect van een Attentional Bias Modification Trainingssessie met Angstinductie op Aandachtbias en Stressreactiviteit bij Studenten met Subklinische Sociale Angst
Lieke Kok
Instituut: Universiteit van Amsterdam Studentnummer: 10488693
Begeleider: Mae Nuijs Aantal woorden abstract: 230
Abstract
Een aandachtbias voor sociaal bedreigende stimuli speelt een belangrijke rol in het ontstaan en instandhouden van sociale angstklachten, die geassocieerd worden met een hoge lijdensdruk. Het verminderen van de aandachtbias zou daarom sociale angstklachten kunnen doen afnemen. Het doel van dit onderzoek was het effect van één Attentional Bias
Modification (ABM) trainingssessie met angstinductie op aandachtbias en stressreactiviteit te toetsen. Dit effect is getoetst bij 50 studenten tussen de 18 en 30 jaar. Aandachtbias werd gemeten aan de hand van een Emotional Visual Search Task (EVST). Stressreactiviteit werd gemeten aan de hand van een vragenlijst over zelf-gerapporteerde arousal in reactie op de Trier Social Stress Task (TSST). Een ABM-training leek effectief in het verminderen van aandachtbias, maar angstinductie had geen effect op aandachtbias. Er was geen interactie-effect van ABM-training en angstinductie op aandachtbias. ABM-training, angstinductie of een combinatie ervan hadden geen effect op stressreactiviteit. Zelf-gerapporteerde arousal verschilde niet tussen proefpersonen die een angstinductie hadden ontvangen en
proefpersonen die geen angstinductie hadden ontvangen. De angstmanipulatie is niet gelukt. Uit het huidige onderzoek blijkt dat een ABM-training effectief is in het verminderen van aandachtbias. Een ABM-training in combinatie met een angstinductie zou ook effectief kunnen zijn in het verminderen van sociale angstklachten, maar daar kan op basis van het huidige onderzoek geen conclusie over getrokken worden, omdat de angstmanipulatie niet gelukt is. Hiervoor is vervolgonderzoek nodig met een andere vorm van angstinductie.
1. Introductie
Sociale angststoornis is een van de meest voorkomende vormen van psychopathologie met een prevalentie tussen de twee en vijf procent (Prins & Braet, 2014). Sociale
angststoornis wordt gekenmerkt door een opvallende angst voor een of meer sociale situaties waarin de desbetreffende persoon het risico loopt beoordeeld te worden door anderen
(Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 5th ed., tekst rev.; American Psychiatric Association, 2013). Mensen met sociale angst zijn in deze situaties bang dat ze zich beschamend zullen gedragen en dat anderen hen zullen vernederen of afwijzen (DSM-V-TR, 2013). Sociale angst wordt geassocieerd met een zeer hoge lijdensdruk, lagere kwaliteit van leven, lagere schoolprestaties en een hoger risico op werkeloosheid (Fehm, Pelissolo, Furmark & Wittchen, 2005). Daarnaast hebben personen met sociale angst vaak een verwrongen negatief zelfbeeld, waardoor ze sociale stress en sociale vermijding laten zien (Tian, Hou, Wang, Wei & Qiu, 2016). Sociale angst is persistent en slechts een derde van de mensen met sociale angststoornis herstelt binnen acht jaar (Keller, 2003). Gezien de hoge prevalentie, grote lijdensdruk en persistentie is het belangrijk onderzoek te doen naar geschikte behandelingen.
Cognitieve gedragstherapie is een veelgebruikte therapievorm voor het behandelen van angststoornissen, waaronder sociale angststoornis (Braet & Bögels, 2014). Een belangrijk component binnen cognitieve gedragstherapie (CGT) is exposure (Rodebaugh, Holaway & Heimberg, 2004). Bij exposure wordt de cliënt blootgesteld aan de gevreesde stimulus (Prins, Bosch & Braet, 2011). Herhaaldelijke en langdurige blootstelling aan de gevreesde stimulus zorgt voor een nieuwe associatie met de gevreesde stimulus, zoals neutraal, leuk of veilig (Prins, Bosch & Braet, 2011). Echter, de nieuwe associatie generaliseert zich niet naar nieuwe situaties, waardoor de oude associatie van gevaar opnieuw geactiveerd kan worden (Bouton, 2002; Prins, Bosch & Braet, 2011). Behandeling gericht op het veranderen van gedrag is niet voldoende om sociale angst in alle situaties aan te pakken. Daarom moet behandeling inspelen op de onderliggende mechanismen die sociale angst instandhouden. Een ander belangrijk onderdeel van CGT is het gebruik van cognitieve strategieën (Prins, Bosch & Braet, 2011). Dit onderdeel speelt meer in op een instandhoudende factor van sociale angst, namelijk automatische negatieve gedachten (Rodebaugh, Holaway & Heimberg, 2004; Prins, Bosch & Braet, 2011). Automatische negatieve gedachten worden opgespoord en uitgedaagd, waardoor nieuwe positieve gedachten geautomatiseerd worden (Prins, Bosch & Braet, 2011). In een meta-analyse van Rodebaugh, Holaway en Heimberg (2004) is de effectiviteit van CGT met een combinatie van exposure en cognitieve strategieën onderzocht. CGT bleek effectiever in
het verminderen van sociale angstklachten dan een placebo-behandeling (Rodebaugh, Holaway & Heimberg, 2004). Echter, slechts een derde van de mensen met sociale angststoornis herstelt binnen acht jaar (Keller, 2003). Daarom is onderzoek naar andere onderliggende mechanismen die sociale angst instandhouden nodig.
Een mechanisme dat zowel in de klinische als in de niet-klinische populatie wordt gevonden is een aandachtbias voor sociaal bedreigende stimuli. Dit houdt in dat het aandachtsysteem van mensen met sociale angst zeer gevoelig is voor sociaal bedreigende stimuli in de omgeving, zoals negatieve gezichtsuitdrukkingen (Bar-Haim, Lamy, Pergamin, Bakermans-Kranenburg & IJzendoorn, 2007). Dit wordt ondersteund door onderzoek van Gilboa, Schechtman, Foa en Amir (2009). Uit dit onderzoek bleek dat sociaal angstige proefpersonen sneller zijn in het ontdekken van gezichten met een negatieve
gezichtsuitdrukking dan in het ontdekken van gezichten met een positieve
gezichtsuitdrukking, binnen een raster van neutrale gezichten. Meerdere cognitieve modellen wijzen een grote rol toe aan aandachtbias in het instandhouden en ontstaan van sociale angst (Wells & Matthews, 1994; Mogg & Bradley, 1998; Matthews & Mackintosch, 1998;
Eysenck, Derakshan, Santos & Calvo, 2007; Bar-Haim, et al., 2007). Al deze modellen bevatten een component die voorspelt dat aandacht voor bedreigende stimuli gefaciliteerd wordt (Cisler & Koster, 2010). Mogelijk hebben behandelingen die inspelen op de
vermindering van aandachtbias een meerwaarde bij het behandelen van sociale angstklachten. Meerdere studies hebben aandachtbias aangetoond met experimentele taken zoals de modified stroop task, dot probe task, visual search task en spatial cueing task (Bar-Haim et al., 2007; Mogg & Bradley, 1998; Cisler, Bacon & Williams, 2009). In Attentional Bias Modification (ABM) trainingen worden de dot probe task, visual search task en spatial cueing task gebruikt om aandachtbias te verminderen (Mogoaşe, David & Koster, 2014). In ABM-trainingen worden proefpersonen getraind hun aandacht te vestigen op niet-bedreigende stimuli i.p.v. bedreigende stimuli door middel van taken die beter uit te voeren zijn wanneer aandacht op niet bedreigende stimuli gevestigd wordt (Mogoaşe, David & Koster, 2014). Uit een review van MacLeod en Clarke (2015) bleek dat van 36 studies 22 een effect vonden van verschillende ABM-trainingen op het verminderen van aandachtbias. In een lab-setting werden vaker effecten gevonden van ABM-trainingen op aandachtbias (20 van de 28 studies) dan bij trainingen thuis (2 van de 8 studies). ABM-training lijkt in de meeste gevallen
effectief in het verminderen van aandachtbias (MacLeod & Clarke, 2015).
De meeste studies met ABM-trainingen gebruiken de dot probe task (Mogoaşe, David & Koster, 2014; de Voogd, Wiers, Prins & Salemink, 2014). Uit de meta-analyse van
Mogoaşe, David en Koster (2014) blijkt dat studies die gebruik maken van de spatial cueing task significant kleinere effecten vinden op aandachtbias dan studies die gebruik maken van de dot probe task. Echter, uit onderzoek van Van Bockstaele, Koster, Verschuere, Crombez en de Houwer (2012) bleek dat ABM-training met een dot probe task wel de mate van aandacht gericht op de locatie van de bedreigende stimulus beïnvloed, maar niet
noodzakelijkerwijs de mate van aandacht gericht op de betekenis van de stimulus. Andere beperkingen van de dot probe task zijn: een lage interne consistentie, een lage hertest
betrouwbaarheid en onbetrouwbaarheid wanneer het in niet-klinische samples gebruikt wordt (Schmuckle, 2005).
Een ander type ABM-training is de visual search ABM-training (de Voogd, Wiers, Prins & Salemink, 2014). In deze training wordt proefpersonen geleerd hun aandacht te richten op positieve gezichten. Ze krijgen telkens een raster van gezichten te zien op een computerscherm. Een van de gezichten heeft een positieve gezichtsuitdrukking. De andere gezichten hebben een negatieve gezichtsuitdrukking. Proefpersonen krijgen de instructie zo snel mogelijk het positieve gezicht tussen de negatieve gezichten te vinden. De visual search ABM-training bleek effectief in het verminderen van aandachtbias (de Voogd et al., 2014). De visual search ABM-training heeft mogelijk een meerwaarde boven de dot probe task en spatial cueing task, omdat de visual search training proefpersonen traint in het actief zoeken naar positieve stimuli, terwijl bij de dot probe en spatial cueing taken aandacht weg van een bedreigende en naar een neutrale stimulus getraind wordt (de Voogd et al., 2014; Cisler & Koster, 2009).
Meerdere studies hebben onderzocht of ABM-trainingen ook effectief zijn in het verminderen van angstklachten (voor een review zie MacLeod & Clarke, 2015). Van de 36 studies vonden 20 een effect van ABM-training op angstklachten. Een van de manieren om sociale angstklachten te meten, is het meten van de stressreactiviteit in een angstopwekkende situatie. Mensen met sociale angst ervaren met name stress in sociale situaties (Tian et al., 2016). Deze stress neemt mogelijk af wanneer mensen minder last hebben van een
aandachtbias doordat ze zich minder focussen op bedreigende stimuli. Amir, Weber, Beard, Bomyea en Taylor (2008) onderzochten of meerdere sessies ABM-training effect had op aandachtbias en stressreactiviteit bij proefpersonen met subklinische sociale angst. In deze training kregen proefpersonen bij iedere trial twee gezichten te zien (een neutraal gezicht en een met walging), waarbij op de plaats van een van twee gezichten een letter verscheen. In de experimentele ABM-conditie verscheen de letter altijd op de plaats van het neutrale gezicht, in de controle conditie was dit willekeurig. Proefpersonen in de ABM-conditie rapporteerden
minder angst na een presentatieopdracht dan proefpersonen uit een controle conditie (Amir et al., 2008). Andere onderzoeken vinden echter geen effect van ABM op stress-reactiviteit en sociale angst (Boettcher, Berger & Renneberg, 2012; Carlbring et al., 2012; Neubauer et al., 2013). Er zijn een aantal verklaringen voor het verschil in gevonden effecten. Effecten blijken groter voor studies waarin een groter aantal trials gebruikt werd per trainingssessie (Heeren, Mogoașe, Philippot & McNally, 2015). Ook blijken effecten groter wanneer proefpersonen compensatie ontvangen voor deelname, mogelijk omdat ze dan meer gemotiveerd zijn hun best te doen (Heeren et al., 2015). ABM-trainingen thuis via het internet lijken geen effect te hebben (Carlbring et al., 2012; Neubauer et al., 2013). In de review van MacLeod en Clarke (2015) blijkt slechts één van de zes studies waarbij thuistrainingen gebruikt worden effectief in het verminderen van sociale angstklachten. Een verklaring hiervoor is dat thuis meer afleiders, zoals televisie en telefoons, aanwezig zijn dan in een lab-setting (MacLeod & Clarke, 2015). Een andere plausibele verklaring voor het verschil in effect tussen onderzoek in een lab-setting en onderzoek thuis, is een verschil in context. De context waarin getraind wordt kan van invloed zijn op het effect van de training op stress-reactiviteit en sociale angst. Mensen met angst maken vaak een koppeling tussen een situatie en gevreesde stimulus (Prins, Bosch & Braet, 2011). Iemand met sociale angst associeert bijvoorbeeld het geven van een presentatie met een gevoel van vernedering en angst. Wanneer zij een nieuwe associatie leren (bijvoorbeeld het geven van een presentatie en een gevoel van trots) vervangt deze associatie niet de oude, maar blijven ze naast elkaar bestaan. Welke associatie geactiveerd wordt in een nieuwe situatie is afhankelijk van context (Craske et al., 2008). In een nieuwe situatie kan daarom toch de oude associatie geactiveerd worden. Mogelijk is wat aangeleerd wordt bij een ABM-training ook context-afhankelijk waardoor in specifieke contexten een groter effect behaald kan worden. Daarom is het belangrijk rekening te houden met in welke context ABM-trainingen worden aangeboden.
De mate van angst tijdens een interventie, in dit geval ABM, zou ook een
contextfactor kunnen zijn (Craske et al., 2008). Wanneer getraind wordt in een situatie waarin de proefpersoon weinig angst ervaart, kan een nieuwe stressvolle situatie het oude gedrag uitlokken (Prins, Bosch & Braet, 2011). Dit zou een verklaring kunnen zijn voor het feit dat veel onderzoeken geen effect van ABM-trainingen op stressreactiviteit of sociale
angstklachten kunnen aantonen. Mogelijk is de situatie waarin getraind wordt minder
stressvol, dan de situatie waarin sociale angstklachten zich voortdoen (Kuckertz et al., 2014). Uit de meta-analyse van Heeren et al. (2015) blijkt dat trainen in een laboratorium (g = 0.65) significant meer effect heeft op de angstklachten dan online trainen thuis (g = 0.22). Thuis
hebben proefpersonen meer controle en worden ze niet beoordeeld door anderen. Mogelijk verschillen hierdoor de thuissetting en laboratoriumsetting van elkaar op het gebied van de context waarin getraind wordt; respectievelijk een relatief minder angstopwekkende en een meer angstopwekkende context. Het verschil in context kan het verschil in effect van ABM-trainingen in het lab en thuis (zie van Heeren et al., 2015) verklaren. Het is belangrijk dat onderzoek gedaan wordt naar ABM-trainingen in een angstopwekkende context, omdat de effecten van de training dan mogelijk beter gegeneraliseerd worden naar angstopwekkende situaties.
De rol van context in de effectiviteit van de ABM-training is onderzocht door Kuckertz et al. (2014), waarbij gebruik gemaakt werd van een angstinductie vlak voor de aandachttraining met als doel om toestand-angst te verhogen. De intentie hiervan was de context tijdens de training en de context in nieuwe angstopwekkende situaties meer gelijk te maken. Uit dit onderzoek bleek dat proefpersonen die een angstinductie kregen in combinatie met aandachttraining uiteindelijk een grotere vermindering in sociale angst rapporteerden en aandachtbias, dan proefpersonen die slechts een ABM-training of placebotraining kregen. Een afname in aandachtbias leek dit effect van conditie op sociale angst te mediëren (Kuckertz et al., 2014). Dit onderzoek heeft echter niet voor en na de inductie toestand-angst gemeten. Hierdoor kon niet gecontroleerd worden of inductiecondities daadwerkelijk van elkaar verschilden en of de inductie een verhoging van toestand-angst veroorzaakte. In het huidige onderzoek zal toestand-angst voor en na inductie gemeten worden, zodat getest kan worden of de angstinductie een grotere stijging van toestand-angst veroorzaakt dan de placebo inductie.
In de huidige studie zal onderzocht worden of angstinductie voor een ABM-training de effectiviteit van de training vergroot. Hierbij wordt gekeken naar de verandering in
aandachtbias en stressreactiviteit. Zoals hierboven genoemd blijkt uit eerder onderzoek dat de ABM-training effectief is in het verminderen van aandachtbias (Amir et al., 2008; de Voogd et al., 2014; MacLeod & Clarke, 2015). In de visual search ABM-training van de Voogd et al. (2014) krijgen proefpersonen steeds een raster van verschillende gezichtsuitdrukkingen te zien en is het de bedoeling dat ze zo snel mogelijk het positieve gezicht tussen negatieve gezichten vinden (find-positive). Bij het meten van de bias zijn er ook rasters met een negatief gezicht tussen positieve gezichten (find-negative). Omdat de visual search ABM-training een meerwaarde heeft boven de dot probe en spatial cueing ABM-trainingen zal in het huidige onderzoek de visual search training van De Voogd et al. (2014) gebruikt worden.
Proefpersonen ontvangen een ABM-training of een placebo-training. Aandachtbias wordt gemeten door middel van reactietijden. De reactietijd is de tijd die het de proefpersoon
kost een gezicht binnen het raster te aan te klikken. Een biasscore wordt berekend door de reactietijden bij het find-negative blok af te trekken van de reactietijden bij het find-positive blok. Een positieve biasscore houdt in dat de proefpersoon een aandachtbias heeft. Hoe hoger de score, hoe groter de aandachtbias. Een negatieve biasscore houdt in dat de proefpersoon geen aandachtbias heeft voor negatieve gezichten. Hieruit volgt de eerste hypothese: ABM-training is effectief in het verminderen van aandachtbias. De verwachting is dat de biasscore van proefpersonen die een ABM-training ontvangen meer afneemt dan de biasscore van proefpersonen die een placebo training ontvangen. Van proefpersonen die een ABM-training ontvangen is de reactietijd voor het selecteren van een positief gezicht meer afgenomen en voor een negatief gezicht meer toegenomen dan van proefpersonen die een placebo-training ontvangen.
Volgens Het, Rohleder, Schoofs, Kirschbaum en Wolf (2009) zijn het hebben van geen controle en de dreiging door anderen beoordeeld te worden twee belangrijke
componenten die angst kunnen veroorzaken in een labsetting. Zij testten een placebo versie van de Trier Social Stress Task (TSST) waarin ze de eerdergenoemde componenten hadden weggelaten. Proefpersonen die de placebotaak kregen waren minder angstig dan
proefpersonen die de originele taak kregen (Het et al., 2009). In het huidige onderzoek krijgen proefpersonen voor de training of een angst- of een placebo-inductie. Bij de angstinductie krijgen proefpersonen te horen dat er een mogelijkheid is dat ze beoordeeld worden door anderen, terwijl proefpersonen bij de placebo inductie weten dat ze niet beoordeeld zullen worden. Volgens het onderzoek van Het et al. (2009) zouden proefpersonen in de
angstinductie conditie meer angst moeten ervaren tijdens de training dan de placebo-inductie conditie. De tweede hypothese is: Angstinductie voor de training beïnvloedt het effect van de aandachttraining op aandachtbias. De verwachting is dat proefpersonen die angstinductie plus ABM-training krijgen, de grootste afname in biasscore hebben in vergelijking met
proefpersonen die ABM-training met placebo inductie, placebo-training in combinatie met een angstinductie of placebo-training in combinatie met placebo inductie hebben.
Proefpersonen die ABM-training in combinatie met angstinductie krijgen, hebben de grootste afname in reactietijd bij het selecteren van een positief gezicht en de grootste toename in reactietijd bij het selecteren van een negatief gezicht in vergelijking met de andere hierboven genoemde combinaties van trainingen en inducties.
Na de training krijgen de proefpersonen een deel van de Trier Social Stress Test (Kirschbaum, Pirke & Hellhammer, 1993). Proefpersonen houden na een korte voorbereiding voor een onbekende jury en een camera, een presentatie van vijf minuten. Het doel hiervan is
het induceren van stress bij de proefpersonen. Proefpersonen met minder sterke aandachtbias zouden minder gestrest moeten raken van de taak. Voor de instructie, na de instructie en na de taak wordt zelf-gerapporteerde arousal gemeten. De derde hypothese bestaat uit twee delen: Vermindering van aandachtbias zorgt voor een lagere stressreactiviteit en angstinductie voor de training beïnvloedt het effect van de ABM-training op stressreactiviteit. De verwachting is dat proefpersonen uit de ABM-training conditie een minder grote toename in angst krijgen (meting na instructie t.o.v. meting voor instructie) dan proefpersonen uit de placebo-training conditie. Proefpersonen die ABM-training krijgen hebben een minder kleine toename dan proefpersonen die een placebo-training krijgen. Proefpersonen die angstinductie plus ABM-training krijgen, hebben de kleinste toename in zelf-gerapporteerde arousal (meting na instructie en na de taak t.o.v. meting voor de instructie) in vergelijking met proefpersonen die ABM-training plus placebo-inductie krijgen en proefpersonen die placebo-training plus angstinductie krijgen. Beide verwachtingen gelden ook voor de meting na de taak t.o.v. de meting voor de instructie.
De vierde hypothese is: De afname in aandachtbias medieert het effect van de training op stressreactiviteit. De verwachting is dat het effect van training op stressreactiviteit
gemedieerd wordt door de afname in aandachtbias. Oftewel, als de ABM-training zorgt voor een kleinere toename in zelf-gerapporteerde arousal dan de placebo-training, dan kan dit verklaard worden door een grotere afname in aandachtbias in de ABM-trainingsconditie t.o.v. de placebo-trainingsconditie.
Figuur 1.
Schematische Weergave van de Verwachte Relatie tussen ABM-training en Stressreactiviteit met de Afname in Aandachtbias als Mediator.
ABM-trainingsconditie
Afname aandachtbias
2. Methode 2.1. Deelnemers
Met behulp van de effect size uit een vergelijkbare studie (de Voogd et al. (2014), d = .3) is de benodigde sample size berekend. Met een power van 0.8 en een alpha van 0.05 werd de sample size geschat op twaalf proefpersonen. Het onderzoek van de Voogd et al. (2014) had echter relatief een groot effect gevonden bij een kleine sample en had minder condities dan de huidige studie. Hierdoor kan het berekende aantal erg laag uitvallen. Daarom werd in het huidige onderzoek gestreefd naar 80 proefpersonen. In totaal hebben 50 proefpersonen meegedaan aan het onderzoek. De proefpersonen waren tussen de achttien en dertig jaar oud (M = 21.82; SD = 2.68), waarvan 39 vrouwen en 11 mannen. Proefpersonen konden zich aanmelden via de website van het UvA lab of konden contact opnemen via de mail. Door middel van flyers, posters en Facebook zijn zo veel mogelijk studenten op de hoogte gebracht van het huidige onderzoek. Proefpersonen die zich hadden aangemeld kregen een
screeningsvragenlijst toegestuurd. Proefpersonen met een klinische of subklinische score (>28) op de SPAI-18 mochten deelnemen aan het onderzoek (Scholing, Bögels & van Velzen, 1995). De cut-off score is gebaseerd op een onderzoek van de Vente, Majdandžić, Voncken, Beidel en Bögels (2014). Uit dit onderzoek is de gemiddelde score genomen van de populatie zonder sociale angstklachten. Exclusiecriteria waren: geen student zijn, een leeftijd boven de 30, en een score beneden de cut-off op de screeningsvragenlijst. In Figuur 2. is de
deelnemersstroom weergegeven met de aantallen afvallers per criterium. Studenten hadden de keuze tussen 1,5 proefpersoonpunten en vijftien euro als beloning.
Figuur 2.
Schematische Weergave van de Deelnemersstroom.
2.2. Materialen
2.2.1. SPAI-18. De SPAI-18 werd gebruikt als screeningsvragenlijst (Turner, Stanley, Beidel & Bond, 1989). In het huidige onderzoek is de Nederlandse vertaling gebruikt
(Scholing, Bögels & van Velzen, 1995).Deze vragenlijst bestaat uit 18 items die sociale angst meten. Antwoorden werden gegeven op een 7-punts Likert-schaal. Antwoorden variëren van 1 (‘nooit’) tot 7 (‘altijd’). De totale score varieert van 18 tot 126. Een hogere score op de SPAI-18 betekend een grotere mate van sociale angst. De betrouwbaarheid van deze
vragenlijst is goed, met een Cronbach’s alpha van .93 voor de ‘gezonde’ populatie en .91 voor de klinische populatie (de Vente, Majdandžić, Voncken, Beidel & Bögels, 2014). Een
Cronbach’s alpha van .7 of hoger wordt als acceptabel gezien voor psychologische constructen (Field, 2013).
2.2.2. Physiological Arousal Questionnaire. Zelf-gerapporteerde arousal werd gemeten met de Physiological Arousal Questionnaire (PAQ) (Dieleman et al., 2010). In het huidige onderzoek was de PAQ uitgebreid met twee vragen, namelijk de neiging te willen stoppen met het experiment (vermijding) en blozen. De reden hiervoor is dat blozen en vermijding uit eerder onderzoek twee belangrijke karakteristieken blijken te zijn van sociale angst (Bögels et al., 2010). Met de uitbreiding bestaat de PAQ uit negen items waarbij proefpersonen steeds aangaven in welke mate ze arousal ervoeren. Antwoorden werden gegeven op een 9-punts Likert-schaal, variërend van 0 (‘helemaal niet’) tot 8 (‘heel erg’). De totale score op de PAQ varieert van 0 tot 72. Een hogere score op de PAQ betekent een hogere mate van zelf-gerapporteerde arousal. De betrouwbaarheid van deze vragenlijst is ruim voldoende, met een Cronbach’s alpha tussen de 0.72 en 0.83 (Larsen, Engels, Granic & Huizink, 2013), en een Cronbach’s alpha van 0.86 in het huidige onderzoek.
2.2.3. Emotional Visual Search Task. Aandachtbias werd gemeten door middel van de Emotional Visual Search Task (EVST; de Voogd, 2014). Proefpersonenkregen elke trial een scherm met zestien gezichtsuitdrukkingen, waarvan één afweek. De proefpersonen dienden zo snel mogelijk op het afwijkende gezicht te klikken. De EVST leek valide in het meten van aandachtbias (de Voogd, 2014). De EVST maakt gebruik van twee face sets. De face sets in het huidige onderzoek zijn een selectie van foto’s op basis van validiteit en leeftijd uit het onderzoek van Samuelsson, Jarnvik, Henningsson Andersson en Carlbring (2012). De foto’s die zijn gekozen uit de face sets van Samuelsson et al. (2012) zijn foto’s van zowel mannen als vrouwen tussen de zeventien en 32 jaar oud. De face set van Samuelsson et al. (2012) bevat gezichten met de uitdrukkingen: boos, verrast, blij, verdrietig, neutraal, angstig en walgend. Meer dan 90 procent van de uitdrukkingen boos, verrast, blij, neutraal en walging werden correct waargenomen door de proefpersonen, maar verdrietig en angstig werden respectievelijk in 78 en 73 procent van de gevallen correct waargenomen (Samuelsson et al., 2015). De uitdrukkingen verdrietig en angstig werden vaak met elkaar verward. Daarom is in het huidige onderzoek gekozen slechts een van de uitdrukkingen te gebruiken, namelijk angstig. Omdat het huidige onderzoek als doel heeft proefpersonen te trainen hun aandacht van een negatieve naar een positieve stimulus te richten, zijn de neutrale gezichten niet gebruikt. In de studies uit de meta-analyse van Heeren et al. (2015) werden blije gezichten gebruikt als positieve stimuli en geen van de studies gebruikten verraste gezichten. Daarom is in het huidige onderzoek ook gekozen voor blije gezichten en niet verraste gezichten. De verschillende gezichtsuitdrukkingen gebruikt in het huidige onderzoek zijn: boos, angstig,
walgend en blij. Willekeurig werd bepaald welke face set (a of b) bij welke meting (voor en na) gebruikt werd. Wanneer face set a voor de voormeting gebruikt werd, werd face set b automatisch gebruikt bij de nameting. Uit analyses voor het huidige onderzoek blijkt dat de face sets niet significant van elkaar verschilden op verschillende validatiematen, waaronder herkenning van de gezichtsuitdrukking. De EVST bestaat uit twee blokken: find-positive en find-negative, elk bestaande uit 36 trials (totaal 72). Bij de volgorde van de blokken is gebruik gemaakt van counterbalancing. Voorafgaand aan de blokken kregen proefpersonen drie find-positive practice trials en drie find-negative practice trials. Proefpersonen kregen bij de practice trials feedback op zowel correcte als incorrecte trials. Tijdens de overige blokken kregen proefpersonen alleen feedback op incorrecte trials. Voor iedere incorrecte trial werd een nieuwe trial toegevoegd aan het blok. Het aantal correcte trials was hierdoor voor iedere proefpersoon gelijk.
2.2.4. ABM-training. De trainingen zijn gebaseerd op de visual search ABM-training van de Voogd et al. (2014). De face set die gebruikt werd bij de eerste EVST werd ook gebruikt voor de training. De ABM-training bestaat uit vier find-positive blokken met elk 36 trials (totaal 144). De placebo-training bestaat uit hetzelfde aantal blokken en trials waarin gezocht wordt naar een bloem met vijf blaadjes tussen bloemen met zeven blaadjes
(Dandeneau, Baldwin, Baccus, Sakellaropoulo & Pruessner, 2007). De placebo training is in andere aspecten gelijk aan de ABM-training. Deze training wordt in meerdere studies gebruikt als controleconditie voor een visual search training (Dandeneau & Baldwin, 2004; Dandeneau et al. 2007; Dandeneau & Baldwin, 2009; de Voogd et al., 2014).
2.2.5. Trier Social Stress Test. Stressreactiviteit werd gemeten met de PAQ in reactie op een deel van de Trier Social Stress Test (TSST) (Kirschbaum, Pirke & Hellhammer, 1993). Deze taak heeft als doel stress op te wekken bij de proefpersonen. De originele TSST bestaat uit een anticipatie onderdeel van tien minuten, waarin de proefpersonen zich kunnen
voorbereiden en een testonderdeel van tien minuten, waarin proefpersonen een presentatie dienen te geven en rekensommen dienen op te lossen voor een aantal onbekenden. In het huidige onderzoek is gekozen voor een voorbereiding van drie minuten en een testonderdeel van vijf minuten, waarin proefpersonen alleen een presentatie hoeven te geven. Uit het
onderzoek van Kirschbaum, Pirke en Hellhammer (1993) bleek dat de TSST effectief is in het opwekken van stress. De PAQ wordt afgenomen voor de instructie van de TSST, na de instructie en na de TSST.
2.3. Procedure
Alle proefpersonen kregen een screeningsvragenlijst via de mail. Proefpersonen die voldeden aan alle inclusiecriteria werden uitgenodigd voor de twee testdagen.
Het onderzoek bestond uit twee sessies op achtereenvolgende dagen. Sessie 1 duurde een uur en sessie 2 duurde een halfuur. Sessie 1 bestond uit verschillende vragenlijsten, de EVST een ABM- of placebo-training en het beoordelen van een presentatie. Sessie 2 bestond uit PAQ-vragenlijsten, de EVST en de TSST.
2.3.1. Sessie 1. De eerste sessie startte met een digitale vragenlijst over demografische gegevens en nogmaals de SPAI-18. Vervolgens vulden proefpersonen een vragenlijst in over zelf-gerapporteerde arousal (PAQ; Dieleman, van der Einde, Verhulst & Huizink, 2010).
Na deze vragenlijst kregen proefpersonen een angstinductie of placebo-inductie. Welke inductie gegeven werd, is willekeurig bepaald. Alle proefpersonen kregen te horen dat ze na de computeropdracht een opdracht zouden krijgen die met presenteren te maken had. Hen werd verteld dat ze of een presentatie van iemand anders zouden beoordelen, of zelf een presentatie zouden geven. Ze kregen te horen dat ze een enveloppe mochten trekken uit een stapel en dat daarin stond welke opdracht ze zouden gaan doen. In werkelijkheid kregen alle proefpersonen dezelfde opdracht, namelijk het beoordelen van een op video opgenomen presentatie. Bij de angstinductie trokken de proefpersonen na de computertaak een enveloppe. Bij de placebo-inductie trokken proefpersonen meteen na de instructie de enveloppe. De bedoeling was dat proefpersonen uit de angstinductie conditie hierdoor tijdens de
computertaak dachten dat er een kans was dat ze een presentatieopdracht zouden krijgen, terwijl de andere proefpersonen wisten dat ze een presentatie zouden gaan beoordelen.
Na de inductie volgde nogmaals de PAQ. Hierna werd aandachtbias gemeten met de EVST (de Voogd et al., 2014). Vervolgens werd nogmaals de PAQ afgenomen. Daarna startte de ABM-training of placebotraining (de Voogd et al., 2014; Dandeneau et al. 2007).
Proefpersonen werden willekeurig verdeeld over twee condities: de ABM-training conditie en de placebo-training conditie. Halverwege de training vulden de proefpersonen weer de PAQ in en na de training volgde opnieuw de EVST. Na de computertaak of na het trekken van een enveloppe door de angstinductie conditie vulden proefpersonen voor de laatste keer een PAQ in. Ten slotte kregen proefpersonen op de computer een opname van een presentatie te zien die ze met behulp van een beoordelingsvragenlijst beoordeelden. Deze vragenlijst wordt niet meegenomen in het onderzoek, maar dient ervoor proefpersonen af te leiden van het werkelijke doel van het onderzoek.
2.3.2. Sessie 2. De volgende dag deden proefpersonen de EVST gevolgd door een PAQ. Hierna kregen ze instructies van de TSST. Ze kregen te horen dat ze een presentatie zouden gaan geven waarin ze zich voor stelden te solliciteren naar een baan. Ze kregen een blocnote en pen waarop ze aantekeningen mochten maken en ze kregen drie minuten de tijd om voor te bereiden. Na de voorbereiding vulden ze een PAQ in en vervolgens deden ze de
presentatieopdracht. Proefpersonen kregen vijf minuten de tijd om te presenteren voor een jury bestaande uit drie proefleiders. Ze werden met een camera opgenomen. De jury keek neutraal en gaf geen non-verbale feedback. Na de TSST vulden proefpersonen weer een PAQ in.
3. Resultaten 3.1. Groepskenmerken
Verschillende independent samples t-tests en chi-square tests zijn uitgevoerd om te controleren of de verschillende training- en inductie-condities van elkaar verschilden in demografische gegevens en in belangrijke uitkomstmaten op de voormeting, zoals
reactietijden en angst. Er waren geen significante verschillen van demografische variabelen en uitkomstmaten tussen de verschillende training-condities en inductie condities (SPAI-score, p = .07 ; biasscore, p = .36; RT find-positive, p = .49; leeftijd, p = .77; RT find-negative, p = .82; sekse, p = .97). De verschillen zijn weergegeven in Tabel 1. De reactietijden op de find-positive en find-negative trials waren significant hoger in de angstinductie conditie dan in de placebo-inductie conditie (p = 0.02; p = 0.003). De andere variabelen verschilden niet
significant (p > 1.96 voor de overige variabelen). De verschillen zijn weergegeven in Tabel 2.
Tabel 1.
Demografische Gegevens, Verschillen in SPAI-Scores en Reactietijden per Training-Conditie op de Voormeting ABM-training M (SD) Placebo-training M (SD) Verschil Leeftijd (SD) 21.93 (2.75) 21.7 (2.65) t = 0.30 Man; vrouw 6; 21 5; 18 X2 = 0.002 SPAI-score (SD) 3.26 (0.65) 3.61 (0.70) t = -1.83 RT find-positive (SD) 5116.40 (1132.33) 4924.89 (758.80) t = 0.69
RT find-negative (SD) 4072.41 (715.37) 4120.71 (776.62) t = -0.23 Biasscore 1043.99 (1109.70) 804.18 (635.06) t = 0.92 * = p < .05 Tabel 2.
Demografische Gegevens, Verschillen in SPAI-Scores en Reactietijden per Inductie-Conditie op de Voormeting Angstinductie M (SD) Placebo-inductie M (SD) Verschil Leeftijd (SD) 21.52 (2.39) 22.17 (3) t = -0.86 Man; vrouw 8; 19 3; 20 X2 = 1.99 SPAI-score (SD) 3.54 (0.67) 3.29 (0.70) t = 1.31 RT find-positive (SD) 5320.29 (1113.03) 4685.53 (648.27) *t = 2.41 RT find-negative (SD) 4370.67 (626.44) 3770.57 (736.33) *t = 3.12 Biasscore 949.62 (1022.67) 808.96) t = 0.13 * = p < .05
3.2. Aandachtbias op Voor- en Nameting
Een factorial mixed ANOVA is uitgevoerd om te toetsen of de aandachttraining effectief is in het verminderen van aandachtbias. De biasscores zijn getoetst met één between factor Training (ABM vs. Placebo) en één within factor Meetmoment (Voormeting vs. Nameting). De biasscores zijn berekend door de gemiddelde reactietijden tijdens de find-negative trials af te trekken van de gemiddelde reactietijden tijdens de find-positive trials. Deze gemiddelde biasscores met standaarddeviaties staan in Tabel 4.
Tabel 4.
Gemiddelde Biasscores en Standaarddeviaties voor en na de Training Voor
M (SD)
Na M (SD)
Placebo-training 804.18 (635.06) 1094.45 (1102.73)
Aan de assumpties van normaliteit en sphericiteit was voldaan. Het hoofdeffect van Training op biasscores was niet significant F(1) = 0.46, p = 0.503. Dit betekent dat er geen significant verschil was in biasscores tussen de ABM-training conditie en de placebo-training conditie. Het hoofdeffect van Meetmoment op biasscores was ook niet significant F(1) = 0.27, p = 0.608. Dit betekent dat er geen significant verschil was in biasscores tussen de voor- en nameting. De Meetmoment x Training interactie op biasscores was wel significant F(1) = 4.63, p = 0.037. Uit de resultaten van de factorial mixed ANOVA bleek dat de afname in biasscores op de nameting t.o.v. de voormeting voor de ABM-training conditie groter was, dan voor de placebo-training conditie (zie Figuur 3). Dit komt overeen met de verwachting.
Figuur 3.
Schematische Weergave van Biasscores van de ABM-training Conditie en de Placebo-training Conditie op de Voor- en Nameting, Inclusief Betrouwbaarheidsintervallen.
Meerdere paired sample t-tests zijn uitgevoerd om te toetsen of de ABM-training effect had op reactietijden bij de twee type trials. De reactietijden van de ABM-training conditie tijdens de find-positive trials waren significant lager op de nameting dan op de voormeting T(26) = 4.17, p < 0.001. Dit betekent dat proefpersonen in de ABM-training conditie na de training sneller een positief gezicht herkenden dan voor de training. De
0 200 400 600 800 1000 1200 1400 Voor Na Bi assc or e ABM-training Placebo-training
reactietijden van de placebo-training conditie tijdens de find-positive trials verschilden niet significant tussen de voor- en nameting T(22) = -0.13, p = 0.899. Dit betekent dat
proefpersonen in de placebo-training conditie voor en na de training even snel positieve gezichten herkenden. De reactietijden van de ABM-training conditie tijdens de find-negative trials verschilden niet significant tussen de voor- en nameting T(26) = 1.36, p = 0.184. Dit betekent dat proefpersonen in de ABM-training conditie voor en na de training even snel negatieve gezichten herkenden. De reactietijden van de placebo-training conditie tijdens de find-negative trials waren significant lager op de nameting dan op de voormeting T(22) = 2.21, p = 0.038. Dit betekent dat proefpersonen na een placebo-training sneller negatieve gezichten herkenden dan voor de training. Zoals verwacht lijkt een ABM-training effectief in het verminderen van aandachtbias. De gemiddelde reactietijden met standaarddeviaties voor find-positive en find-negative trials en de toetsingsparameters van de t-tests zijn weergegeven in Tabel 3.
Tabel 3.
Gemiddelde Reactietijden met Standaarddeviaties bij de Find-Positive en Find-Negative Trials voor en na de Training en Toetsingsparameters van de T-Toetsen
Voor M (SD) Na M (SD) T-toets t (p) ABM-training (find-positive) 5116.40 (1132.33) 4444.13 (911.60) 4.17 (*p < 0.001) Placebo-training (find-positive) 4924.89 (758.80) 4958.73 (1242.90) -0.13 (p = 0.899) ABM-training (find-negative) 4072.41 (715.37) 3873.60 (585.54) 1.36 (p = 0.184) Placebo-training (find-negative) 4120.71 (776.62) 3864.28 (716.20) 2.21 (*p =0.038)
3.3. Effect van Angstinductie op Aandachtbias
3.3.1. Analyse met Biasscores. Een factorial mixed ANOVA is uitgevoerd om te toetsen of angstinductie effect had op zelf-gerapporteerde arousal. De gemiddelde PAQ-scores zijn getoetst met één between factor Inductie (Angstinductie vs. Placebo-inductie) en één within factor Meetmoment (Voormeting vs. Nameting). De gemiddelde PAQ-scores met
standaarddeviaties op de voor- en nameting (voor inductie en na inductie) zijn voor de angstinductie conditie en placebo-inductie conditie weergegeven in Tabel 5.
Tabel 5.
Gemiddelde PAQ-Scores en Standaarddeviaties op de Voor- en Nameting van Sessie 1 voor de Inductiecondities Voor M (SD) Na M (SD) Angstinductie conditie 20.19 (9.80) 19.70 (8.60) Placebo-inductie conditie 22.43 (11.13) 20.96 (9.42)
Aan de assumpties van normaliteit en sphericiteit was voldaan. Het hoofdeffect van Inductie op PAQ-scores was niet significant F(1) = 0.46, p = 0.501. Dit betekent dat er geen significant verschil was in PAQ-scores tussen de angstinductie-conditie en de placebo-inductie conditie. Het hoofdeffect van Meetmoment op PAQ-scores was ook niet significant F(1) = 1, p = 0.323. Dit betekent dat er geen significant verschil was in PAQ-scores tussen de voor- en nameting. De Meetmoment x Inductie interactie op biasscores was niet significant F(1) = 0.26, p = 0.614. Uit de resultaten van de factorial mixed ANOVA bleek dat er geen verschil in PAQ-scores was op de nameting t.o.v. de voormeting voor zowel de angstinductie-conditie als de placebo-inductie angstinductie-conditie (zie Figuur 4). Angstinductie bleek geen effect te hebben op zelf-gerapporteerde arousal. De manipulatie is niet gelukt.
0 5 10 15 20 25 30 Voor Na PA Q -s co res Angstinductie Placebo-inductie
Figuur 4.
Schematische Weergave van PAQ-scores van de Angstinductie-conditie en Placebo-inductie Conditie op de Voor- en Nameting van Sessie 1, Inclusief Betrouwbaarheidsintervallen.
Een factorial-mixed ANOVA is uitgevoerd over de gemiddelde biasscores voor en na de training. Deze test is uitgevoerd met twee between factors Training (Placebo vs. ABM-training) en Inductie (Placebo vs. Angst) en één within factor Meetmoment (Voormeting vs. Nameting). De gemiddelde biasscores met standaarddeviaties staan in Tabel 6.
Tabel 6.
Gemiddelde Biasscores en Standaarddeviaties voor en na de Training voor verschillende Combinaties van Condities
Voor M (SD) Na M (SD) ABM-training + Angstinductie 1147.21 (1146.82) 680.13 (1036.24) ABM-training + Placebo-inductie 868.53 (1079.37) 384.20 (739.16) Placebo-training + Angstinductie 613.73 (695.79) 1258.67 (1518.58) training + Placebo-inductie 950.68 (568.17) 968.12 (678.26)
Aan de assumpties van normaliteit en sphericiteit was voldaan. Het hoofdeffect van Training op biasscores was niet significant F(1) = 0.67, p = 0.417. Dit betekent dat er geen significant verschil was in biasscores tussen de ABM-training conditie en de placebo-training conditie. Het hoofdeffect van Inductie op biasscores was niet significant F(1) = 0.37, p = 0.546. Dit betekent dat er geen significant verschil was in biasscores tussen de angstinductie conditie en de placebo-inductie conditie. Het hoofdeffect van Meetmoment op biasscores was niet significant F(1) = 0.16, p = 0.694. Dit betekent dat er geen significant verschil in
biasscores was niet significant F(1) = 0.78, p = 0.381. Dit betekent dat de afname in biasscores op de nameting t.o.v. de voormeting niet significant verschilde tussen de
angstinductie conditie en de placebo-inductie conditie. De Meetmoment x Training x Inductie interactie op biasscores was niet significant F(1) = 0.70, p = 0.407. Dit betekent dat
verschillen in biasscores tussen de voor- en nameting en de ABM-training conditie en de placebo-training conditie niet beïnvloed werden door angst- of placebo-inductie.
Proefpersonen die angstinductie plus ABM-training hadden gekregen, hadden tegen de verwachting in niet de grootste afname in biasscores tussen de voor- en nameting in vergelijking met de proefpersonen die een andere combinaties van trainingsconditie en inductieconditie ontvingen.
3.3.2. Exploratieve Analyses op Reactietijden. Omdat geen effect is gevonden van angstinductie op aandachtbias gemeten door verschillen in biasscores, zijn exploratieve analyses uitgevoerd over de reactietijden op de find-positive en find-negative trials. Factorial-mixed ANOVA’s zijn uitgevoerd om te toetsen of angstinductie voor de training het effect van aandachttraining op aandachtbias beïnvloedt. Deze tests zijn uitgevoerd met twee between factors Training (Placebo vs. ABM-training) en Inductie (Placebo vs. Angst) en één within factor Meetmoment (Voormeting vs. Nameting). De gemiddelde reactietijden en
standaarddeviaties tijdens de find-positive en find-negative trials van de vier condities staan in Tabel 7.
Tabel 7.
Gemiddelde Reactietijden en Standaarddeviaties bij de Find-Positive en Find-Negative Trials voor en na de Training voor alle Condities
Voor M (SD) Na M (SD) ABM-training + Angstinductie (find-positive) 4316.74 (606.40) 4679.65 (1070.04) ABM-training + Placebo-inductie (find-positive) 4525.58 (625.43) 4043.73 (286.80) Placebo-training + 5076.09 (881.31) 5312.09 (1701.40)
Angstinductie (find-positive) training + Placebo-inductie (find-positive) 4808.58 (662.84) 4686.91 (690.62) ABM-training + Angstinductie (find-negative) 5463.95 (1231.67) 3999.52 (534.10) ABM-training + Placebo-inductie (find-negative) 3657.05 (721.26) 3659.53 (634.41) Placebo-training + Angstinductie (find-negative) 4462.35 (682) 4053.42 (696.33) training + Placebo-inductie (find-negative) 3857.90 (764.75) 3718.79 (723.87)
Een factorial mixed ANOVA is uitgevoerd over de reactietijden op de find-positive trials. Aan de assumpties van normaliteit en sphericiteit was voldaan. Het hoofdeffect van Training op reactietijden was niet significant F(1) = 1.45, p = 0.235. Dit betekent dat er geen significant verschil was in reactietijden bij de find-positive trials tussen de ABM-training conditie en de placebo-training conditie. Het hoofdeffect van Inductie was wel significant F(1) = 6.44, p = 0.015. Dit betekent dat de reactietijden bij de find-positive trials voor de angstinductie conditie (M = 5117.09) significant hoger waren dan voor de placebo-inductie conditie (M = 4546.40). Het hoofdeffect van Meetmoment op reactietijden was niet
significant F(1) = 3.47, p = 0.069. Dit betekent dat er geen significant verschil in reactietijden bij de find-positive trials was tussen de voor- en nameting. De Meetmoment x Inductie
interactie op reactietijden was niet significant F(1) = 0.01, p = 0.929. Dit betekent dat het verschil in reactietijd bij de find-positive trials op de nameting t.o.v. de voormeting niet significant verschilde tussen de angstinductie conditie en de placebo-inductie conditie. De Meetmoment x Training x Inductie interactie op reactietijden was niet significant F(1) = 1.14, p = 0.291. Dit betekent dat het verschil in afname van reactietijden bij de find-positive trials
tussen de ABM-training conditie en de placebo-training conditie niet beïnvloed werd door angst- of placebo-inductie. Proefpersonen die angstinductie plus ABM-training hadden gekregen, hadden tegen de verwachting in niet de grootste afname in reactietijd tussen de voor- en nameting in vergelijking met de proefpersonen die een andere combinatie van trainingsconditie en inductieconditie ontvingen.
Dezelfde analyse is uitgevoerd over de reactietijden op de find-negative trials. Aan de assumpties van normaliteit en sphericiteit was voldaan. Het hoofdeffect van Training op reactietijden was niet significant F(1) = 0.48, p = 0.493. Dit betekent dat er geen significant verschil was in reactietijden bij de find-negative trials tussen de ABM-training conditie en de placebo-training conditie. Het hoofdeffect van Inductie was wel significant F(1) = 8.51, p = 0.005. Dit betekent dat de reactietijden bij de find-negative trials significant hoger waren voor de angstinductie-conditie (M = 4195.01) dan voor de placebo-inductie conditie (M =
3731.80). Het hoofdeffect van Meetmoment op reactietijden was significant F(1) = 4.93, p = 0.031. Dit betekent dat de reactietijden bij de find-negative trials significant hoger waren op de voormeting (M = 4094.63) dan op de nameting (M = 3869.31). De Meetmoment x Training interactie op reactietijden was niet significant F(1) = 0.36, p = 0.551. Dit betekent dat afname in reactietijd op de nameting t.o.v. de voormeting in de ABM-training conditie niet verschilde van de afname in de placebo-training conditie. De Meetmoment x Inductie interactie op reactietijden was niet significant F(1) = 2.30, p = 0.136. Dit betekent dat het verschil in reactietijd op de nameting t.o.v. de voormeting niet significant verschilde tussen de
angstinductie conditie en de placebo-inductie conditie. De Meetmoment x Training x Inductie interactie op reactietijden was niet significant F(1) = 0.02, p = 0.898. Dit betekent dat het verschil in reactietijden tussen de ABM-training conditie en de placebo-training conditie niet beïnvloed werd door angst- of placebo-inductie. Angstinductie voor de training lijkt het effect van de aandachttraining op aandachtbias niet te beïnvloeden.
3.4. Effect van Angstinductie en Aandachttraining op Stressreactiviteit
Een Factorial-Mixed ANOVA is uitgevoerd om te toetsen of ABM-training effect heeft op stressreactiviteit. Meer specifiek, wordt onderzocht of ABM voor een lagere
stressreactiviteit zorgt dan de placebo training. Deze test is uitgevoerd met twee between factors Training (placebo vs. ABM-training) en Inductie (placebo vs. angst) en één within factor Meetmoment (voor de TSST-instructie; na de TSST-instructie; na de TSST). De gemiddelde somscores met standaarddeviaties staan in Tabel 8.
Gemiddelde Somscores en Standaarddeviaties van de PAQ-Vragenlijsten voor (1) en na Instructie (2) en na de Taak (3) tijdens Sessie 2, voor verschillende Combinaties van Condities 1 M (SD) 2 M (SD) 3 M (SD) ABM-training + Angstinductie 17.71 (11.49) 25 (13.84) 27.12 (15.86) ABM-training + Placebo-inductie 17.70 (9.21) 27.40 (12.11) 30.40 (10.95) Placebo-training + Angstinductie 13.40 (3.63) 18.30 (5.56) 23.10 (14.27) Placebo-training + Placebo-inductie 15.31 (3.73) 21.62 (5.87) 27.46 (9.55)
Aan de assumptie van normaliteit was voldaan, aan die van sphericiteit niet
X(2)=13.64, p = 0.001. Daarom is de Greenhouse-Geisser correctie toegepast. Het hoofdeffect van Training was niet significant F(1) = 2.46, p = 0.124. Dit betekent dat de PAQ-scores niet verschilden tussen de ABM-training conditie en placebo-training conditie. Het hoofdeffect van Inductie was niet significant F(1) = 0.84, p = 0.364. Dit betekent dat er geen verschil in PAQ-scores tussen de angstinductie conditie en de placebo-inductie conditie was. Het hoofdeffect van Meetmoment was significant F(1.59) = 37.85, p < 0.001. De PAQ-score op meting 3 (M = 27.06) was significant hoger dan de PAQ-score op meting 2 (M = 23.26) en de PAQ-score op meting 2 was significant hoger dan de PAQ-score op meting 1 (M = 16.22). De Meetmoment x Training interactie was niet significant F(1.59) = 0.82, p = 0.421. Dit betekent dat de toename in PAQ-scores tussen meting 1, 2 en 3 niet verschilde tussen de ABM-training conditie en de placebo-training conditie (zie Figuur 5). Tegen de verwachting in hebben proefpersonen die ABM-training hadden ontvangen niet een kleinere toename in zelf-gerapporteerde arousal dan proefpersonen die placebo-training hadden ontvangen. De Meetmoment x Inductie interactie was niet significant F(1.59) = 0.65, p = 0.49. Dit betekent dat de toename in PAQ-scores tussen meting 1, 2 en 3 niet verschilde tussen de angstinductie conditie en de placebo-inductie conditie. De Meetmoment x Training x Inductie interactie was niet significant F(1.59) = 0.02, p = 0.957. Tegen de verwachting in hebben proefpersonen met een combinatie van placebo-training en placebo-inductie niet de grootste toename in zelf-gerapporteerde arousal vergeleken met proefpersonen die andere combinaties van trainingen
en inducties hebben gehad. Vermindering van aandachtbias lijkt niet te zorgen voor een lagere stressreactiviteit en angstinductie voor de training lijkt het effect van de ABM-training op stressreactiviteit niet te beïnvloeden.
Figuur 5.
Schematische Weergave van PAQ-scores van de ABM-training Conditie en Placebo-training Conditie op Meting 1, 2 en 3 van Sessie 2, Inclusief Betrouwbaarheidsintervallen.
3.5. Afname in Aandachtbias als Mediator van het Effect van ABM-Training op Stressreactiviteit
Voor de mediatieanalyse zijn twee nieuwe variabelen berekend: de biasverschilscore (biasscore op voormeting – biasscore op nameting) en de PAQ-verschilscore (PAQ op meetmoment 2 – PAQ op meetmoment 1). Een positieve biasverschilscore betekent dat aandachtbias is afgenomen op de nameting t.o.v. de voormeting. Een hogere positieve biasverschilscore betekent een grotere afname van aandachtbias. Een negatieve
biasverschilscore betekent dat de aandachtbias is toegenomen op de nameting t.o.v. de voormeting. Een lagere negatieve biasverschilscore betekent een grotere toename van aandachtbias. Een positieve PAQ-verschilscore betekent dat zelf-gerapporteerde arousal is toegenomen op meetmoment 2 t.o.v. meetmoment 1. Een hogere positieve PAQ-verschilscore betekent een grotere toename van zelf-gerapporteerde arousal. Een negatieve
PAQ-verschilscore betekent een afname van zelf-gerapporteerde arousal op meetmoment 2 t.o.v. meetmoment 1. Een lagere negatieve PAQ-score betekent een grotere afname van
zelf-gerapporteerde arousal. Een regressieanalyse is uitgevoerd om te onderzoeken of het verschil 0 5 10 15 20 25 30 35 40 1 2 3 PA Q -s co res ABM-training Placebo training
b2 b = 763.73, p = 0.042 b3 b = -0.001, p = 0.166 b1 b = 3.49, p = 0.115
in aandachtbias tussen de voor- en nameting het effect van trainingsconditie op
stressreactiviteit medieert. Het model met uitkomstmaten is schematisch weergegeven in Figuur 6. De analyse is uitgevoerd met één categorische predictor Training en het verschil in aandachtbias als mediator. De PAQ-verschilscore is de uitkomstmaat. Training is geen significante voorspeller voor stressreactiviteit zonder mediator b = 3.49, t = 1.60, p = 0.115. Training is geen significante voorspeller voor stressreactiviteit met mediator b1 = 3.49, t = 1.60, p =0.115. Training is een significante voorspeller voor het verschil in aandachtbias b2 = 763.73, t = 2.10, p = 0.042. Het verschil in bias is geen significante voorspeller voor
stressreactiviteit b3 = -0.001, t = -1.41, p = 0.166. De verklaarde variantie van het gehele regressiemodel was niet significant R2 = 0.10, F(2, 47) = 1.40, p = 0.256. Dit betekent dat trainingsconditie geen effect heeft op stressreactiviteit. Het effect van training op
stressreactiviteit wordt tegen de verwachting niet gemedieerd door de afname in aandachtbias tussen de voor- en nameting.
Figuur 6.
Gestandaardiseerde Regressie-Coëfficiënten voor de Relatie tussen Training en Stressreactiviteit, met Verschil in Aandachtbias als Mediator.
4. Discussie
Het doel van deze studie was om te onderzoeken of een angstinductie voor een ABM-training de effectiviteit van deze ABM-training vergroot. De effectiviteit van de ABM-training was gedefinieerd als de afname in aandachtbias voor- en na de training en stressreactiviteit in reactie op een aangepaste versie van de Trier Social Stress Task.
Uit de resultaten bleek dat de aandachtbias meer afnam na een ABM-training dan na een placebo-training. De reactietijd op de find-positive trials was op de nameting afgenomen
ABM-trainingsconditie
Afname aandachtbias
t.o.v. de voormeting voor de ABM-training conditie en niet voor de placebo-training conditie. De reactietijd op de find-negative trials was afgenomen op de nameting t.o.v. de voormeting voor de placebo-conditie en niet voor de ABM-training conditie. ABM-training bleek succesvol in het verminderen van aandachtbias. Tegen de verwachting in bleek dat angstinductie voor de training geen invloed had op het effect van aandachttraining op aandachtbias. Echter, op basis van de huidige studie kan geen conclusie getrokken worden over het effect van angstinductie in combinatie met ABM-training op aandachtbias, omdat de manipulatie niet gelukt is. Er bleek namelijk geen verschil in toename van zelf-gerapporteerde arousal tussen de angstinductie-conditie en de placebo-inductie conditie bij de eerste sessie en er bleek geen toename in zelf-gerapporteerde arousal na de inductie t.o.v. voor de inductie. Tegen de verwachting in bleek dat zowel training als inductie geen effect hadden op
stressreactiviteit. Dit resultaat moet ook met voorzichtigheid geïnterpreteerd worden, omdat de manipulatie van zelf-gerapporteerde arousal niet gelukt is. Eigenlijk kan daarom geen conclusie getrokken worden over de effectiviteit van inductie op stressreactiviteit. Ten slotte bleek tegen de verwachting in dat een verschil in aandachtbias het effect van training op stressreactiviteit niet medieerde.
Het resultaat dat ABM-training aandachtbias meer doet afnemen dan placebo-training komt overeen met de resultaten van het merendeel van andere studies beschreven in meta-analyses (MacLeod & Clarke, 2015; Heeren et al., 2015). In Heeren et al. (2015) vonden vier van de vier studies met één trainingssessie een significant effect en in MacLeod & Clarke (2015) vonden twaalf van de veertien studies een effect. Overeenstemmend met resultaten uit meta-analyses van Heeren et al. (2015) en MacLeod & Clarke (2015) is het effect van ABM-training op aandachtbias zichtbaar bij slechts één ABM-trainingssessie. Overeenstemmend met de resultaten van de Voogd et al. (2014) blijkt de Emotional Visual Search Task effectief in het verminderen van aandachtbias. Het feit dat reactietijd op de find-negative trials voor
proefpersonen die een ABM-training hadden ontvangen afgenomen was en voor proefpersonen die een placebo-training niet, toont aan dat de manipulatie van training effectief is geweest. Deze resultaten komen overeen met bevindingen uit eerder onderzoek (MacLeod, & Clarke, 2015; de Voogd et al., 2014; Amir et al., 2008). Op basis van het huidige onderzoek, wordt de eerste hypothese: ABM-training is effectief in het verminderen van aandachtbias, aangenomen.
Op basis van het huidige onderzoek kunnen eigenlijk geen conclusies getrokken worden over het effect van angstinductie op aandachtbias, omdat de manipulatie van zelf-gerapporteerde arousal niet gelukt is. Een mogelijke verklaring voor het feit dat de
manipulatie niet gelukt is, is de heterogeniteit van sociale angstklachten. Het aantal en de soorten sociale situaties waarin personen met sociale angststoornis angst ervaren, verschilt per individu (Spokas, & Cardaciotto, 2014). Kortom, niet alle personen met sociale angststoornis ervaren angst in een situatie waarin ze moeten presenteren. Dit kan verklaren waarom zelf-gerapporteerde arousal niet toenam na een angstinductie. In het onderzoek van Kuckertz et al. (2014) werd angst op een andere manier geïnduceerd dan in het huidige onderzoek, namelijk door proefpersonen activiteiten te laten doen die sociale angst bij hen opwekte. In het huidige onderzoek werd bij proefpersonen het idee gewekt dat er een mogelijkheid was dat ze een presentatie zouden moeten geven. In het huidige onderzoek was de angstige situatie voor alle proefpersonen gelijk, ondanks de heterogeniteit van sociale angstklachten (Spokas &
Cardaciotto, 2014). In het onderzoek van Kuckertz et al. (2014) is echter geen manipulatiecheck gedaan en daarom kan geen conclusie getrokken worden over de
effectiviteit van de inductie. In vervolgonderzoek is het wellicht nuttig de inductie van het onderzoek van Kuckertz et al. (2014) te gebruiken en een manipulatiecheck te doen om te onderzoeken of die angstinductie wel effect heeft op zelf-gerapporteerde arousal. Een andere mogelijke verklaring voor het feit dat de manipulatie niet gelukt is, is het gedrag van de proefleiders. Wanneer de angstinductie gegeven werd, was het de bedoeling dat de proefleider een neutrale houding aannam. Bij de placebo-inductie was de proefleider vriendelijker. De bedoeling was dat een neutrale houding van de proefleider bij de angstinductie conditie meer arousal zou veroorzaken dan een vriendelijke houding van de proefleider bij de placebo-inductie conditie. Tijdens de eerste sessie was echter dezelfde persoon proefleider gedurende de hele sessie. Bij ontvangst van de proefpersoon door de proefleider en bij de uitleg van het experiment had de proefleider geen instructie om een neutrale houding aan te nemen.
Proefleiders gedroegen zich daarom tijdens het ontvangst en de uitleg van het experiment juist vriendelijk. Mogelijk ervoeren de proefpersonen in de angstinductie conditie minder arousal door de neutrale houding van de proefleider, omdat dezelfde proefleider eerst juist nog vriendelijk overkwam. In vervolgonderzoek kan dit voorkomen worden door een andere proefleider de angstinductie te laten geven. Doordat de angstmanipulatie niet gelukt is, had angstinductie geen effect op trainingseffectiviteit gemeten door afname in aandachtbias. Met een meer heterogene angstmanipulatie wordt mogelijk wel een effect gevonden van
angstinductie op aandachtbias. Dit wordt ondersteund door het onderzoek van Kuckertz et al. (2014) waarin de angstmanipulatie bestond uit verschillende activiteiten die sociale angst opwekken. Uit de resultaten van dit onderzoek bleek dat angstinductie wel effect had op aandachtbias (Kuckertz et al., 2014). Op basis van het huidige onderzoek kan geen conclusie
getrokken worden over de tweede hypothese: Angstinductie voor de training beïnvloedt het effect van de aandachttraining op aandachtbias, omdat de angstmanipulatie niet gelukt is.
Zowel ABM-training als angstinductie in combinatie met ABM-training bleken geen effect te hebben op de mate van stressreactiviteit tijdens de TSST. Een mogelijke verklaring voor het feit dat geen effect van ABM-training op stressreactiviteit is gevonden, is dat
verschillende negatieve expressies zijn gebruikt in de training. In het huidige onderzoek werd gebruik gemaakt van walgende, boze en angstige gezichtsuitdrukkingen. Angstige
gezichtsuitdrukkingen zijn echter niet gebruikt in eerder onderzoek (Amir et al., 2008; de Voogd et al., 2014; Kuckertz et al., 2014). Daarom is niet zeker of angstige
gezichtsuitdrukkingen effectieve stimuli zijn in ABM-trainingen. Uit onderzoek van Amir et al. (2005) blijkt dat sociaal angstige personen walgende gezichtsuitdrukkingen als meer negatief beoordelen dan boze gezichtsuitdrukkingen, terwijl niet angstige proefpersonen deze gezichtsuitdrukkingen als even negatief beoordelen. Walgende gezichtsuitdrukkingen zijn meer bedreigend voor sociaal angstige personen dan boze gezichten (Amir et al., 2005). Het onderzoek van Amir et al. (2008) maakte alleen gebruik van walgende gezichtsuitdrukkingen, omdat walging gerelateerd is aan afwijzing. Afwijzing is iets waar sociaal angstige personen juist extra gevoelig voor zijn (Amir et al., 2008; Yoon & Zinbarg, 2007). Het onderzoek van Amir et al. (2008) vond wel een effect van training op stressreactiviteit. Mogelijk heeft het trainen met alleen walgende gezichten als negatieve stimuli meer effect op stressreactiviteit dan trainen met verschillende negatieve expressies. Een andere mogelijke verklaring voor het feit dat geen effect van ABM-training zonder angstinductie op stressreactiviteit gevonden is, is dat het effect van de ABM-training mogelijk niet gegeneraliseerd wordt naar een andere context, namelijk een context waarin de mate van ervaren angst hoger is (Craske et al., 2008). De associatie die tijdens de training is aangeleerd generaliseert zich niet naar nieuwe situaties, waardoor de oude associatie van gevaar opnieuw geactiveerd kan worden (Bouton, 2002; Prins, Bosch & Braet, 2011). Onderzoeken in een relatief minder angst-opwekkende context, namelijk thuis via het internet, vonden geen effect van ABM-training op sociale angstklachten of stressreactiviteit (Boettcher, Berger & Renneberg, 2012; Carlbring et al., 2012; Neubauer et al., 2013). Echter, meerdere onderzoeken in een relatief meer angst-opwekkende context, namelijk een labsetting, vinden wel een effect op sociale angstklachten en stressreactiviteit (Amir et al. 2008; Bar-Haim, Morag & Glickman, 2011; Dandeneau & Baldwin, 2009;
Kuckertz et al., 2014; Bernstein & Zvielli, 2014). Deze bevindingen ondersteunen het idee dat bij proefpersonen die in een minder angstopwekkende situatie trainen, een nieuwe stressvolle situatie het oude angstige gedrag kan uitlokken (Prins, Bosch & Braet, 2011). In het huidige
onderzoek is de angstmanipulatie niet gelukt, waardoor proefpersonen mogelijk niet angstig genoeg waren tijdens de ABM-training en de oude associatie geactiveerd werd tijdens de TSST. Mogelijk is ABM-training in combinatie met een effectieve angstmanipulatie wel effectief in het verminderen van stressreactiviteit. Van de derde hypothese wordt het
onderdeel: Vermindering van aandachtbias zorgt voor een lagere stressreactiviteit, verworpen. Over het onderdeel: Angstinductie voor de training beïnvloedt het effect van de ABM-training op stressreactiviteit, kan geen conclusie getrokken worden omdat de angstmanipulatie niet is gelukt.
Een voorwaarde voor het toetsen van een mediator is dat de directe relatie tussen variabele X en variabele Y significant is (Shrout & Bolger, 2002). Uit het huidige onderzoek bleek dat ABM-training geen direct effect had op stressreactiviteit. Dit verklaart waarom het verschil in aandachtbias het effect van training op stressreactiviteit niet medieert. De vierde en laatste hypothese: De afname in aandachtbias medieert het effect van de training op
stressreactiviteit, wordt verworpen.
Een algemene beperking van het huidige onderzoek is dat voor de analyses alleen reactietijden zijn gebruikt. Reactietijden hebben echter vaak een lage betrouwbaarheid (Schmukle, 2005; Waechter & Stolz, 2015). De tijd tussen het vinden van de stimulus en de response (het indrukken van een muistoets) zou ervoor kunnen zorgen dat vertekeningen in de data ontstaan (Armstrong & Olantunji, 2012). De response kan bijvoorbeeld vertraagd zijn, omdat de proefpersoon de cursor niet snel genoeg op de target-stimulus plaatst. Eye-tracking zou een goed alternatief kunnen zijn, omdat hier geen vertraging kan ontstaan tussen het exacte moment waarop de target-stimulus gevonden is en de response. Het vinden van de stimulus door ernaar te kijken is in dit geval ook de response. Hierdoor kan aandacht directer gemeten worden. Eye-tracking geeft informatie over hoe lang en waar op het scherm gekeken wordt. Door te analyseren hoe lang en waar op het scherm gekeken wordt, kunnen conclusies getrokken worden over het gedrag van proefpersonen met aandachtbias (Armstrong &
Olantunji, 2012). Koster, Verschuere, Crombez en van Damme (2005) vonden bijvoorbeeld dat proefpersonen zich uiteindelijk juist afwenden van de negatieve stimuli. Het onderzoek van Koster et al. (2005) suggereert dat sociaal angstige personen bedreigende stimuli sneller ontdekken, maar zich vervolgens ook sneller afwenden dan niet sociaal angstige personen. De eye-tracker kan informatie geven over wanneer proefpersonen juist meer of minder kijken naar de bedreigende stimuli. Dit geeft informatie over de onderliggende mechanismen van aandachtbias. Aandachtbias kan onder andere gemeten worden door de duur van fixaties, de hoeveelheid tijd die men naar een specifieke target kijkt, te berekenen op negatieve gezichten
in het find-positive blok en de positieve gezichten in het find-negative blok. Deze fixatieduur wordt dwell time genoemd, dit houdt in: de hoeveelheid tijd waarin naar een andere stimulus dan de target-stimulus gekeken wordt (Armstrong & Olantunji, 2012). Uit de meta-analyse van Armstrong en Olantunji blijkt dat meerdere onderzoeken die gebruik hebben gemaakt van eye-tracking om aandachtbias te meten, aandachtbias bij mensen met sociale angst kunnen aantonen (Armstrong & Olantunji, 2012). Echter, slechts vijf studies uit de meta-analyse gebruikten een visual search task en geen van deze studies onderzocht aandachtbias in sociaal angstige personen (Armstrong & Olantunji, 2012). Daarom is het waardevol
vervolgonderzoek uit te voeren met eye-tracking om aandachtbias te meten.
Ondanks een aantal beperkingen, zoals het gebruik van reactietijden en een wellicht te milde angstinductie, zijn de conclusies van dit onderzoek zeer waardevol. De huidige studie ondersteunt wederom de bevindingen uit eerdere studies dat de visual search ABM-training effectief is in het verminderen van aandachtbias. Dit effect is na slechts één sessie al
zichtbaar. De resultaten die tegen de verwachtingen in waren, zoals de angstmanipulatie die niet gelukt is waardoor geen effect is gevonden van ABM-training in combinatie met angstinductie op aandachtbias of stressreactiviteit, leiden weer tot belangrijke inzichten die nodig zijn voor verder onderzoek. Meer onderzoek met eye-tracking is nodig om inzicht te krijgen in de onderliggende mechanismen van aandachtbias en om aandachtbias nauwkeuriger te meten. Alternatieve angstinducties die rekening houden met de heterogeniteit van sociale angst, zoals de angstinductie uit Kuckertz et al. (2014), kunnen gebruikt worden zodat de kans op een geslaagde angstmanipulatie groter is. Ook kunnen trainingen met alleen walgende gezichtsuitdrukkingen uitgeprobeerd worden omdat deze door sociaal angstige proefpersonen als het meest negatief beoordeeld worden (Amir et al., 2005). Omdat verschillende studies naar ABM-trainingen nog verschillende resultaten vinden, is het belangrijk meer onderzoek te doen naar de voorwaarden van een effectieve ABM-training. Als onderzoek gedaan wordt met de bovengenoemde aanpassingen, dan kunnen resultaten inzicht geven in belangrijke
voorwaarden voor een effectieve ABM-training, zoals de mate van ervaren angst tijdens de training. Kortom, verder onderzoek is nodig om een zo effectief mogelijke ABM-training te ontwikkelen, zodat deze gebruikt zou kunnen worden in de behandeling van personen met sociale angstklachten.
6. Referenties
American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (5th ed., text revision). Washington, D.C.: Author.
