Theory of mind: De invloed van inhibitie, werkgeheugen en
leeftijd
Door Jelle Buesink
Woorden abstract: 117 Studentnummer: 10751270 Universiteit van Amsterdam Begeleid door: J.A Boel Aantal woorden: 4968
Abstract
Het huidige onderzoek beoogt een nieuwe versie van een Theory of mind (ToM) test, de Faux-pas test (Fpt), te construeren. Op basis van eerder onderzoek wordt cognitieve ToM, het inschatten van andermans gedachten, gerelateerd aan inhibitievermogen, werkgeheugen en leeftijd. Er werd een positief verband verwacht voor inhibitievermogen en werkgeheugen met cognitieve ToM. Voor leeftijd werd een negatief verband verwacht. Het onderzoek bestond uit 51 proefpersonen, welke tests afnamen van inhibitie en werkgeheugen. Leeftijd werd meegenomen als predictor in elke analyse. De enige significante bevinding van dit onderzoek was een negatief verband tussen FPt en leeftijd. Vervolgonderzoek dient zicht te richten op de verschillende aspecten van ToM en het verband met diverse executieve functies zoals inhibitievermogen of werkgeheugen.
Theory of mind: De invloed van inhibitie, werkgeheugen en leeftijd
In het alledaagse leven komen mensen veelvuldig in aanraking met sociale situaties en interacties. Om deze het hoofd te bieden is het van belang dat mensen kunnen inschatten vanuit welke motieven en overtuigingen mensen redeneren en handelen. Deze menselijke vaardigheid wordt sociale cognitie genoemd. Een cruciaal onderdeel van sociale cognitie is Theory of mind (ToM) (Frith & Frith, 2005). ToM bestaat uit verschillende aspecten, zoals het begrijpen dat een andere persoon een verkeerde overtuiging kan hebben, de mentale staat inschatten van een ander en het infereren wat een ander denkt over een derde persoon. (Baron-Cohen, Wheelwright, Hill, Raste, & Plumb, 2001). Dit lijkt dus een hoog complexe vaardigheid waaraan verschillende mentale operaties ten grondslag liggen. Om ToM te kunnen meten zijn diverse tests ontworpen. Deze tests beogen de bovengenoemde aspecten van ToM te meten, welke onder zijn te brengen onder twee categorieën: cognitieve en affectieve ToM. Cognitieve ToM is het kunnen inschatten van andermans gedachten of overtuigingen. Affectieve ToM is het kunnen inschatten van andermans emoties of gevoelens (Shamay-Tsoory, Tibi-Elhanay, & Aharon-Peretz, 2006). Een van die tests is de door Baron-Cohen et al. (1998) ontworpen Faux Pas test (FPt). Deze test bestaat uit verhalen die een faux-pas bevatten en controle verhalen. Een FPt is een sociale misstap in een verhaal. De proefpersoon dient te herkennen of er in een verhaal sprake is van zo’n sociale misstap of niet. De FPt bestaat uit een cognitieve component, waarbij de proefpersoon dient te herkennen en beredeneren welke sociale misstap is begaan. Daarnaast heeft de FPt een affectieve component, waarbij men zich dient te verplaatsen in de emoties van de persoon in het verhaal. De Fpt is echter toe aan vernieuwing. Een reden hiervoor is de moeilijkheidsgraad. Voor ‘’gezonde’’ personen is de Fpt te makkelijk, waardoor ze veelal de maximale score halen. Hierdoor is het onderscheidend vermogen te laag. Om het onderscheidend vermogen van de Fpt te verbeteren is het noodzakelijk om zowel moeilijke als makkelijke verhalen te construeren. Daarnaast zijn de verhalen in het hedendaagse leven niet meer relevant voor alle leeftijdsgroepen, wat kan leiden tot onbegrip.
Onderzoek naar ToM, bijvoorbeeld d.m.v de Fpt, laat zien dat executieve functies (EF) een grote rol spelen bij ToM. EF wordt gedefinieerd als een set top-down processen die concentratie en
aandacht mede mogelijk maken (Diamond, 2013). EF bestaat uit verscheidene gecorreleerde maar onafhankelijke processen, bijvoorbeeld het wisselen tussen informatie (switchen), het inhiberen van irrelevante informatie (inhibitie) en het tijdelijk vast kunnen houden van informatie (werkgeheugen). Tevens is het updaten van het werkgeheugen een belangrijke executieve functie (Miyake et al., 2000). Evidentie voor de relatie tussen ToM en EF komt voort uit onderzoek bij personen met
EF-stoornissen. Bijvoorbeeld mensen met autisme en personen met hersenletsel in de orbitofrontale cortex. Deze blijken slechter te scoren op ToM taken (Stone, Baron-Cohen, & Knight, 1998). Ook blijken personen met ADHD, wat ook gepaard gaat met executieve problemen, slechter te scoren op ToM taken (Mary et al., 2016).
Er wordt veelvuldig een relatie gevonden tussen ToM, inhibitie en werkgeheugen (Baily & Henry, 2008; Bernstein, Thornton, & Sommerville, 2011). Zo bleek bijvoorbeeld uit een onderzoek van Carlson et al. (2004) dat de score op een inhibitoire controletaak de score op een ToM taak een jaar later voorspelde. Echter werd in deze studie geen onderscheid gemaakt tussen cognitieve en affectieve ToM. Vetter, Altgassen, Phillips, Mahy en Kliegel (2013) deden dit wel in een onderzoek naar EF en affectieve ToM. Uit deze studie bleek dat inhibitievermogen een sterker verband houdt met affectieve ToM dan de andere aspecten van EF bij jongvolwassenen. Een mogelijke verklaring
hiervoor is dat inhibitievermogen cruciaal is bij het infereren van andermans emoties. Men moet hiervoor namelijk in staat zijn de eigen emoties te inhiberen zodat een ander perspectief ingenomen kan worden (Rakoczy, Harder‐K asten , & Sturm, 2012). In contrast hiermee bleek uit een onderzoek van Bottiroli, Cavallini, Ceccato, Vecchi en Lecce (2016) dat inhibitie gerelateerd is aan cognitieve ToM maar niet aan affectieve ToM. Een verklaring voor dit verschil ligt mogelijk in de methodologie van de onderzoeken. Zo werd cognitieve ToM in het eerstgenoemde onderzoek niet gemeten en waren alleen jongvolwassenen geïncludeerd. Het zou kunnen dat het verband tussen inhibitie en affectieve ToM wegvalt door leeftijd. Daarnaast werden er in beide onderzoeken andere tests gebruikt voor EF en ToM. Hoewel deze tests EF en ToM beogen te meten, is het een mogelijke verklaring voor gevonden inconsistenties.
Naast verbanden met inhibitie, worden er voor ToM ook veelvuldig verbanden met
werkgeheugen gevonden. Werkgeheugen is een mentale vaardigheid waarvan wordt verondersteld dat het nauw gerelateerd is aan de meeste EF (Roberts & Pennington, 1996). Werkgeheugen wordt gedefinieerd als informatie tijdelijk in gedachten kunnen houden en mentale operaties uitvoeren op deze informatie (Baddeley, 1986). Het is hierbij tevens belangrijk dat deze informatie ‘’geupdate’’ wordt wanneer dit relevant is. Uit onderzoek van Mutter, Alcorn en Welsh (2006) bleek dat de score van kinderen op een werkgeheugentaak voorspellend is voor de score op een ToM taak. Tevens bleek dat kinderen die hoger scoren op de geheugentaak ook hoger scoren op ToM. Hier werd geen
onderscheid gemaakt tussen cognitieve en affectieve ToM. Uit het eerdergenoemde onderzoek van Bottiroli et al. (2016) bleek dat cognitieve ToM voor een groot deel verklaard wordt door
werkgeheugen. Dit is theoretisch goed te beredeneren. Het lijkt cruciaal voor ToM om verschillende standpunten te kunnen inbeelden, wat werkgeheugen vereist. Daarnaast is het belangrijk om een gedachte vast te kunnen houden en te updaten wanneer nodig.
Aanvullend op de bovengenoemde verbanden zou leeftijd een interessante variabele kunnen zijn. Zo lieten Bernstein, Thornton en Sommerville (2011) zien dat oudere personen minder goed scoren dan jongeren op bijvoorbeeld een Strange stories taak. Dit is een relatief complexe ToM taak waarbij gebruik wordt gemaakt van ironie. De huidige literatuur biedt echter geen eenduidige
bevindingen. Resultaten uit studies waarbij het onderscheid tussen cognitieve en affectieve ToM wordt gemaakt zijn conflicterend. Aan de ene hand lieten Duval, Piolini, Bejanin, Eustache en Desgranges (2011) zien dat cognitieve en affectieve ToM een gelijke afname vertoonden bij ouderen. In contrast bleek uit onderzoek van Li et al. (2013) dat ouderen in vergelijking met jongeren minder scoren op alléén cognitieve ToM. Hoewel deze studies het onderscheid maakten tussen affectieve en cognitieve ToM, werden in de studies verschillende meetinstrumenten gebruikt om cognitieve en affectieve ToM te meten, wat mogelijk van invloed kan zijn geweest. Een studie met één meetinstrument voor
cognitieve en affectieve ToM (de FPt) werd gedaan door Bottiroli et al. (2016). Zij vonden, consistent met eerdere bevindingen, dat cognitieve ToM meer afneemt dan affectieve ToM bij ouderen. Dit
suggereert dat cognitieve en affectieve ToM gescheiden modaliteiten zijn, die waarschijnlijk in verschillende mate worden aangetast bij verandering van het brein door ouderdom.
Uit bovenstaande literatuur is gebleken dat er al veel bekend is over rol is van inhibitie en werkgeheugen in ToM. Er zijn echter ook inconsistenties die aanvullend onderzoek behoeven. Daarnaast is de relatie tussen ToM en leeftijd niet eenduidig. Daarom wordt in huidig onderzoek een groep deelnemers getest op cognitieve ToM, inhibitievermogen en werkgeheugen. Tevens wordt in het onderzoek de FPt vernieuwd. Uit reeds besproken literatuur is gebleken dat er verbanden bestaan tussen inhibitie, werkgeheugen, leeftijd en de oude FPt. Op basis daarvan wordt verwacht dat ook de nieuwe FPt zal samenhangen met deze variabelen. Eveneens zal de vernieuwde versie van de FPt worden gerelateerd aan de oude versie. Hierdoor ontstaat er een beeld van de convergente validiteit van de vernieuwde versie.
Kortom, het doel van de huidige studie is om de kwaliteit van de vernieuwde FPt te onderzoeken. Ten eerste wordt er gekeken naar het verband tussen de nieuwe FPt en inhibitie en werkgeheugen. Op basis van de literatuur wordt verwacht dat personen die hoger scoren op inhibitie en werkgeheugen, ook hoger scoren op ToM. Ten tweede wordt er gekeken naar het verband tussen de nieuwe FPt en leeftijd. De verwachting is dat oudere personen minder goed zullen scoren op
cognitieve ToM.
Methoden Deelnemers
Het huidige onderzoek bestaat uit 51 deelnemers. Deze deelnemers werden geworven uit het netwerk van de onderzoekers, wat betekent dat het gaat om een gemakssteekproef. De deelnemers hadden verschillende opleidingen genoten en kwamen uit verschillende arbeidssectoren. Van de deelnemers is de helft mannelijk en de helft vrouwelijk. Alle deelnemers vallen qua leeftijd tussen de 20-81 jaar. Voor deelname werd geen beloning uitgekeerd. De huidige data worden toegevoegd aan een lopende studie naar sociale cognitie.
Materiaal
werkgeheugen, leeftijd en afhankelijke variabele cognitieve ToM. In het onderzoek voltooiden alle proefpersonen alle tests.
Om afhankelijke variabele cognitieve ToM te meten wordt de FPt gebruikt. Deze is ontwikkeld door Baron-Cohen et al. (1999). Bij deze test krijgen proefpersonen negen verhalen te lezen, waar wel of niet sprake is van een faux-pas. Een faux-pas houdt een sociale situatie in waarbij ongepast of incongruent met de situatie wordt gehandeld of geredeneerd. Bijvoorbeeld: Tim was in een
restaurant. Hij morste per ongeluk wat koffie op de vloer. ‘Ik zal een andere kop koffie voor u halen’, zei de ober. De ober bleef even weg. Jos was een andere klant in het restaurant en stond bij de caissière te wachten om te betalen. Tim ging naar Jos toe en zei: ‘ik heb wat koffie gemorst bij mijn tafel. Kunt u het opdweilen?’. Bij dit voorbeeld is er sprake van een faux-pas, omdat Tim naar Jos toe
gaat om de koffie op te dweilen. Dit is niet gepast in deze situatie. Proefpersonen krijgen 1 punt indien er correct wordt herkend of er sprake is van een faux-pas. Tevens krijgen de proefpersonen een punt voor correct herkennen dat er géén sprake is van een faux-pas. Een hogere score is hierbij een indicatie van betere ToM.
Inhibitievermogen en cognitieve flexibiliteit worden gemeten met de D-KEFS Color-word interference test (Delis, Kaplan, & Kramer, 2001). Bij deze taak krijgen de proefpersonen een kaart met gekleurde woorden te zien. Vervolgens worden vier verschillende condities doorlopen, waarbij proefpersonen eerst het woord opnoemen. In de tweede conditie wordt alleen de kleur van de inkt benoemd. Bij de test worden per conditie de tijd en het aantal fouten genoteerd. Een hoger aantal fouten of tijd is hier een indice van lager inhibitievermogen of minder cognitieve flexibiliteit. De betrouwbaarheid van de test is beoordeeld als goed en de begripsvaliditeit voldoende. (Egberink, Holly-Middelkamp, & Vermeulen, 2002)
De Trail Making Test (Reitan, 1955) meet inhibitievermogen en switching. Deze bestaat uit een deel A en een deel B. Bij deel A krijgen de proefpersonen een reeks getallen te zien (Bijv. 1-8) op een vel papier. Bij deel A verbinden de proefpersonen de getallen met potlood in oplopende volgorde met elkaar. Deel B bestaat uit zowel cijfers als letters. Deze dienen om en om met elkaar verbonden te worden in oplopende volgorde (Bijv: 1-A-2-B-3-C). Vervolgens worden de benodigde tijd en het
aantal gemaakte fouten genoteerd om tot een score te komen. Een langere tijd of meer fouten zijn hierbij een lagere score. De betrouwbaarheid en validiteit zijn beoordeeld als onvoldoende (Egberink, Holly-Middelkamp, & Vermeulen, 1992).
De Digit-Span taak meet het werkgeheugen. Deze taak is onderdeel van de WAIS-IV
testbatterij (Wechsler, 2012). Er wordt een reeks getallen opgenoemd die onthouden dient te worden. Vervolgens zijn er drie onderdelen: voorwaarts, wat inhoud dat de proefpersonen de cijfers in genoemde volgorde nazeggen. Deel twee is ''achterwaarts', waarbij de proefpersonen de cijfers in omgekeerde volgorde opnoemen. Als laatste deel wordt 'sorteren' gebruikt. Hierbij sorteren de proefpersonen de cijfers van klein naar groot. Hierbij wordt het aantal juist herhaalde items gescoord. Bij twee achtereenvolgende foute items wordt de taak afgekapt. Deze taak is in een later stadium aan het lopende onderzoek toegevoegd. De validiteit en betrouwbaarheid zijn beoordeeld als goed en voldoende (resp.) (Egberink, Holly-Middelkamp, & Vermeulen, 2012)
Om de associatiesnelheid te meten wordt de Verbale Fluency test (Mulder, Dekker, & Dekker, 2004) gebruikt. Deze bestaat uit de onderdelen categoriefluency en letterfluency. Bij categoriefluency dienen proefpersonen binnen 60 seconden zo veel mogelijk woorden te noemen in een bepaalde categorie. Deze categorie kan bijvoorbeeld ''dieren' zijn. Bij letterfluency noemen de proefpersonen binnen 60 seconden zo veel mogelijk woorden beginnend met een bepaalde letter. Om tot een score te komen wordt per categorie het aantal goede antwoorden, het aantal foute antwoorden en het aantal perseveraties genoteerd. De normen, betrouwbaarheid en begripsvaliditeit van deze test zijn als voldoende beoordeeld (Egberink, Holly-Middelkamp, & Vermeulen, 2006)
Zoals benoemd is de FPt toe aan vernieuwing. Daarom is er naast de originele versie een herziene versie afgenomen met nieuwe, moeilijkere verhalen die beter aansluiten bij de huidige wereld. Deze nieuwe versie is qua structuur en meetpretentie hetzelfde als de voorganger.
Procedure
Allereerst is goedkeuring verkregen van de ethische commissie. De proefpersonen werden uitgenodigd op een vooraf vastgesteld tijdstip. Vervolgens werd het onderzoek ofwel in een lab-ruimte aan de UvA
ofwel bij de deelnemer thuis afgenomen. Er werd verteld dat het onderzoek sociale cognitie betrof en dat er diverse tests zouden worden afgenomen. Vervolgens werd een informed-consent formulier ondertekend. Daarnaast werd vermeld dat de proefpersonen op elk gewenst moment mochten stoppen met deelname aan het onderzoek. De tests werden één voor één afgenomen door de onderzoeker. Na 40 minuten kregen de proefpersonen een kleine pauze van 10 minuten. Vervolgens duurde het onderzoek nog eens 40 minuten.
Analyseplan
Ten eerste wordt de sample beschreven. Er wordt daarbij bekeken hoeveel mannen en vrouwen er aan het onderzoek hebben deelgenomen. Ook wordt de gemiddelde leeftijd en het opleidingsniveau van de sample bekeken. De normaliteit van deze variabelen zal worden bekeken met de Shapiro-Wilk test. Indien de data normaal verdeeld is, worden het gemiddelde en de standaarddeviatie gebruikt om de sample te beschrijven. Indien dit niet zo is, zal gebruik gemaakt worden van de mediaan en de interkwartielafstand.
Vervolgens worden alle ruwe scores van de testen omgezet naar standaardscores (SS) met gebruik van de beschikbare normen. Deze normen, waar van toepassing, zijn gecorrigeerd voor leeftijd, geslacht en of opleidingsniveau. Zo worden de testresultaten van zowel de inhibitie-als werkgeheugentaken omgescoord naar SS. Voor inhibitie wordt daarna een totaalscore berekend. Deze wordt berekend door alle SS op tests die inhibitie meten op te tellen en dit te delen door het aantal tests, om zo tot een ‘’gemiddelde inhibitie’’ score te komen.
Om te onderzoeken of ToM, zoals gemeten met de FPt, daadwerkelijk verband houdt met zowel inhibitie als werkgeheugen, zal gebruik worden gemaakt van logistische regressieanalyses. De reden hiervoor is dat de Fpt doorgaans een plafond-effect heeft, waardoor proefpersonen veelal een hoge score behalen. Daardoor ontstaat er een scheve verdeling van de data. Daarom krijgen
deelnemers met een hoge score een waarde van ‘1’ en de deelnemers die laag scoren de waarde ‘’0’. Met een logistische regressie kan zo worden bekeken of inhibitie, werkgeheugen of leeftijd een voorspeller zijn voor de uitkomst (hoog scoren of laag scoren) op de FPt.
model wordt bekeken welk effect de onafhankelijke variabele inhibitie heeft op de afhankelijke variabele ToM. In een tweede model zal hetzelfde worden gedaan voor diverse aspecten van inhibitie, interferentie en switching (Inhibitie I&S). Ook zal er een logistisch regressiemodel worden opgesteld voor werkgeheugen. Er wordt daarbij wederom gekeken naar het effect van de onafhankelijke variabele werkgeheugen op de afhankelijke variabele ToM. Bij alle drie de modellen zal leeftijd worden toegevoegd als predictor. In de resultatensectie zal worden aangegeven wat de samplegrootte is voor de diverse analyses.
Voor het gebruik van een logistische regressie dienen er verschillende aannames te worden getest. Er dient bijvoorbeeld getest te worden hoe goed het logistische regressiemodel past bij de data. Dit wordt gedaan met de Hosmer-Lemeshow statistiek. Wanneer deze significant is, is de kans groot dat het model niet goed op de data past en daardoor moeilijk interpretabel is. Daarnaast wordt bekeken hoe veel variantie in de data verklaard wordt door het model. Dit wordt gedaan met de Nagelkerke R Square. Om te bekijken of een onafhankelijke variabele een effect heeft op de afhankelijke variabele, wordt gekeken naar de ‘’Wald’’ statistic. Wanneer deze significant is, heeft de desbetreffende onafhankelijke variabele voorspellende waarde op de afhankelijke variabele. Als laatste zal ook de effectsize van eventuele gevonden effecten worden benoemd. Dit zal worden gedaan met de Exp(B) statistiek. Hiermee wordt de kans beschreven op een uitkomst, wanneer de onafhankelijke variabele met één eenheid toeneemt.
Resultaten
De data van het huidige onderzoek is onttrokken aan de volledige groep proefpersonen (N=51). Er was geen sprake van uitval of missende data om welke reden dan ook. De groep proefpersonen bestaat uit 17 mannen en 34 vrouwen. Uit de Shapiro-Wilk test voor normaliteit bleek dat zowel leeftijd (Mdn = 27.00, IQR = 24) als opleidingsniveau (Mdn = 6.00, IQR = 1) niet normaal verdeeld zijn in de groep.
Om te bekijken of de gemiddelde inhibitiescore (n=51) een voorspeller is voor ToM, is met een logistische regressieanalyse een regressiemodel opgesteld. Hierbij werd gekeken of de
onafhankelijke variabele gemiddelde inhibitie voorspellende waarde heeft voor de uitkomst op zowel de oude als de nieuwe FPt. Ook werd onafhankelijke variabele leeftijd meegenomen. Het genoemde
model werd voor zowel de oude als de nieuwe versie van de FPt opgesteld. Voor de oude FPt (n=51) bleek het model met de twee variabelen geen hogere voorspellende waarde te hebben dan een model zonder deze variabelen (X2(2) = 3.22, p = .20). Daarnaast bleek uit de Hosmer & Lemeshow test van
goodness of fit dat er geen aanwijzing is dat het model slecht op de data past (X2 (8) = 5.76, p = .67). De verklaarde variantie van het model, zoals geobserveerd met de Nagelkerke R², bleek laag (R² = .08). Dit houdt in dat het model 8% van de variantie in de data verklaart. Daarnaast bleek dit model 59% van de gevallen correct te classificeren. Zowel gemiddelde inhibitie (p = .29) als leeftijd (p = .17) bleken geen significante voorspellers voor de uitkomst op de oude FPt. (Zie Tabel 1 voor de
bijbehorende statistieken).
Voor de uitkomst op de nieuwe FPt (n=51) werd wederom een regressiemodel opgesteld met onafhankelijke variabelen gemiddelde inhibitie en leeftijd. Het model met de twee variabelen bleek een hogere voorspellende waarde te hebben dan een model zonder deze variabelen (X2(2) = 9.47, p = .02). Daarnaast bleek uit de Hosmer & Lemeshow test dat er geen aanwijzing is dat het model slecht op de data past (X2 (8) = 8.82, p = .66). De verklaarde variantie van het model, zoals geobserveerd met de Nagelkerke R², bleek hoger dan voor de oude FPt (R² = .23). Dit houdt in dat het model 23% van de variantie in de data verklaart. Het model bleek daarnaast 73% van de gevallen correct te classificeren. In het huidige model bleek gemiddelde inhibitie wederom geen voorspeller voor de uitkomst op de FPt (p = .75) Leeftijd bleek dit wel te zijn (p = .01). Leeftijd blijkt in dit model een negatief verband (b = -0.07) te houden met de uitkomst op de FPt. Dit betekent dat voor elk jaar dat iemand ouder is de kans op laag scoren met 0.93% toeneemt. (Zie Tabel 1 voor bijbehorende statistieken)
Tabel 1: Regressieanalyse: invloed van inhibitie op de oude en nieuwe FPt.
Oude faux-pas test Nieuwe faux-pas test
Model 1 Gemiddelde inhibitie X2(2) =3.21 Wald X2(1) = 1.97 Exp(B) = 1.18 X2(2) = 9.47* Wald X2(1) = 0.09 Exp(B) = 1.06
Leeftijd Wald X2(1) = 1.90 Wald X2(1) = 6.23* Exp(B) = 0.97 Exp(B) = 0.93
_______________________________________________________________________________
X2 = Modelfit, Wald X2 = significantie variabele, Exp(B) = odds-ratio en effectsize.
Om te bekijken of interferentie (n=51) en switching (n=51) (Inhibitie I&S) voorspellers zijn voor de uitkomst op de FPt, is er een logistische regressie uitgevoerd met als onafhankelijke variabele de aspecten en afhankelijke variabele uitkomst op de FPt. Dit werd wederom gedaan voor de oude en nieuwe versie van de FPt. Leeftijd werd tevens meegenomen als predictor. Voor de oude FPt bleek het model geen hogere voorspellende waarde te hebben dan een model zonder deze variabelen (X2(3) = 3.36, p = .33). Daarnaast bleek uit de Hosmer & Lemeshow test dat er geen aanwijzing is dat het model slecht op de data past (X2 (8) = 5.86, p = .66). De verklaarde variantie van het model, zoals geobserveerd met de Nagelkerke R² bleek laag (R² = .07). Dit houdt in dat 7% van de variantie wordt verklaard door het model. Het model bleek 55% van de gevallen correct te classificeren. Zowel interferentie (p = .32), switching (p = .85) en leeftijd (p = .19) bleken geen significante voorspellers voor de uitkomst op de oude FPt. (Zie Tabel 2 voor de bijbehorende statistieken)
Voor de nieuwe FPT werd wederom een regressiemodel opgesteld met onafhankelijke
variabele Inhibitie I&S en leeftijd. Inhibitie I&S bestaat uit dezelfde tests als in de vorige alinea. Voor de nieuwe FPt bleek het model een hogere voorspellende waarde te hebben dan een model zonder deze variabelen (X2(3) = 10.21, p = .01). Daarnaast bleek uit de Hosmer & Lemeshow test dat er geen aanwijzing is dat het model slecht op de data past (X2 (8) = 5.93, p = .36). De verklaarde variantie van het model, zoals geobserveerd met de Nagelkerke R², bleek hoger dan voor de oude FPt (R² = .24). Dit houdt in dat 24% van de variantie in de data wordt verklaard door het model. Ook bleek het model 71% van de gevallen correct te classificeren. In het huidige model bleken interferentie (p = .74) en switching (p = .38) wederom geen voorspeller voor de uitkomst op de nieuwe FPt. Leeftijd (p = .01) bleek dit wel te zijn. Leeftijd blijkt in dit model een negatief verband (b = -0.07) te houden met de uitkomst op de FPt. Dit houdt in dat voor elk jaar dat iemand ouder is de kans op laag scoren met 0.93% toeneemt. (Zie Tabel 2 voor de bijbehorende statistieken.)
Tabel 2: Regressieanalyse: invloed Inhibitie I&S op de oude en nieuwe FPt.
Oude faux-pas test Nieuwe faux-pas test
Model 2 Interferentie Switching Leeftijd X2(3) = 3.38 Wald X2(1) = 0.99 Exp(B) = 1.19 Wald X2(1) = 0.03 Exp(B) = 0.97 Wald X2(1) = 1.67 Exp(B) = 0.97 X²(3) = 10.21* Wald X2(1) = 0.11 Exp(B) = 0.94 Wald X2(1) = 0.76 Exp(B) = 1.18 Wald X2(1) = 6.34* Exp(B) = 0.93
X2 =Modelfit, Wald X2 = significantie variabele, Exp(B) = odds-ratio en effectsize.
Om te bekijken of Werkgeheugen (n=15) een voorspeller is voor ToM, is een logistische regressieanalyse uitgevoerd. Hierbij werd gekeken of de onafhankelijke variabele werkgeheugen voorspellende waarde heeft voor de uitkomst op zowel de oude als de nieuwe FPt. Ook werd
onafhankelijke variabele leeftijd meegenomen. Voor de oude FPt (n=15) bleek het model met de twee variabelen een hogere voorspellende waarde te hebben dan een model zonder deze variabelen (X2(2) = 7.05, p = .03). Daarnaast bleek uit de Hosmer & Lemeshow test van goodness of fit dat er geen aanwijzing is dat het model slecht op de data past (X2 (5) = 6.35, p = .27). De verklaarde variantie van het model, zoals geobserveerd met de Nagelkerke R², bleek 50% (R² = .50). Ook bleek het model 53% van de gevallen correct te classificeren. Zowel Werkgeheugen (p = .89) als leeftijd (p = .13) bleken geen significante voorspellers op de uitkomst van de oude FPt. (Zie Tabel 3 voor de bijbehorende
statistieken)
Voor de nieuwe FPt werd wederom een regressiemodel opgesteld. Hierbij werd gekeken of de onafhankelijke variabele werkgeheugen (n=15) voorspellende waarde heeft voor de uitkomst op de nieuwe FPt. Leeftijd werd tevens als predictor meegenomen. Voor de nieuwe FPt bleek het model
geen hogere voorspellende waarde te hebben dan een model zonder deze variabelen (X2(2) = 1.91, p = .39). Daarnaast bleek uit de Hosmer & Lemeshow test van goodness of fit dat er geen aanwijzing is dat het model slecht op de data past (X2 (6) = 7.31, p = .29). De verklaarde variantie van het model, zoals geobserveerd met de Nagelkerke R², bleek 16% (R² = .16). Het model bleek daarnaast 66% van de gevallen correct te classificeren. Werkgeheugen (p = .68) en leeftijd (p = .13) bleken beide geen significante voorspellers op de uitkomst van de nieuwe FPt. (Zie Tabel 3 voor de bijbehorende
statistieken).
Tabel 3: Regressieanalyse: invloed van werkgeheugen op de oude en nieuwe FPt.
Oude faux-pas test Nieuwe faux-pas test
Model 3 Werkgeheugen X2(2) =7.05* Wald X2(1) = 0.02 Exp(B) = 0.96 X2(2) = 1.91 Wald X2(1) = 0.17 Exp(B) = 1.12
Leeftijd Wald X2(1) = 2.28 Wald X2(1) = 0.64 Exp(B) = 4.98 Exp(B) = 0.91
__________________________________________________________________________________
X2 = Modelfit, Wald X2 = significantie variabele, Exp(B) = odds-ratio en effectsize.
Discussie
De huidige studie beoogde de kwaliteit van een nieuwe Fpt te testen. Dit gebeurde door deze nieuwe FPt te relateren aan variabelen waarvan al bleek dat deze samenhangen met de oude FPt. Uit de resultaten van het huidige onderzoek blijkt dat inhibitie (geheel en los) en werkgeheugen geen verband houden met cognitieve ToM. Alleen leeftijd bleek negatief verband te houden met cognitieve ToM, maar uitsluitend voor de nieuwe FPt.
Zoals gezegd werd in het huidige onderzoek geen verband tussen inhibitievermogen en cognitieve ToM gevonden op zowel de nieuwe als de oude FPt. Dit is tegenstrijdig met de gestelde hypothese. Er werd namelijk gesteld dat mensen die hogere mate van inhibitievermogen bezitten, meer
cognitieve ToM hebben. Eerder onderzoek van Bottiroli et al. (2016) en Baily & Henry (2008) kan daardoor niet ondersteund worden. In beide onderzoeken werd namelijk een verband gevonden. Vetter et al. (2013) vonden dat inhibitievermogen sterker verband houdt met affectieve dan cognitieve ToM. In contrast hiermee vonden Bottiroli et al. (2016) dat inhibitievermogen sterker samenhangt met cognitieve dan affectieve ToM. Daar de huidige studie geen verband vond, biedt deze geen antwoord op de inconsistenties binnen de literatuur. Het uitblijven van een verband komt mogelijk door de operationalisatie van inhibitievermogen. Dit gebeurde in de studies van Bottiroli et al. (2016) en Baily & Henry (2008) met uitgebreidere testbatterijen. In de huidige studie alleen met de D-KEFS color-word interference taak, wat de betrouwbaarheid verminderd. Door tijdsgebrek was uitgebreider testen in de huidige studie echter geen optie. De inconsistente bevindingen tonen aan dat er uitgebreider onderzoek nodig is naar de rol van inhibitievermogen bij ToM.
Leeftijd bleek zoals verwacht een negatief verband te houden met cognitieve ToM, maar alleen voor de nieuwe FPt. De verwachting stelde dat oudere personen beschikken over minder cognitieve ToM. Het gevonden resultaat sluit aan bij eerdere onderzoeken van Li et al. (2013), Bottiroli et al. (2016) en Duval et al. (2013). Daarmee wint deze bevinding aan geloofwaardigheid. Een opvallende bevinding is dat het verband uitsluitend gevonden is voor de nieuwe FPt. Een reden hiervoor is mogelijk de moeilijkheidsgraad van de nieuwe FPt. De verhalen in de nieuwe versie zijn uiteenlopender in moeilijkheidsgraad dan in de eerste versie, waardoor de nieuwe FPt mogelijk minder goed wordt gemaakt. Een tweede mogelijke verklaring is dat de verhalen in de nieuwe FPt beter geschikt zijn voor jongere mensen. Hierdoor zijn deze moeilijker voor ouderen en scoren ze mogelijk minder goed.
Werkgeheugen houdt in het huidige onderzoek geen verband met cognitieve ToM. Dit bleek uit zowel de nieuwe als de oude FPt. Dit is tegenstijdig met de verwachting, gebaseerd op o.a Bottiroli et al. (2016) en Mutter et al. (2006). Deze vonden een positief verband tussen werkgeheugen en cognitieve ToM. De rol die werkgeheugen speelt blijft hierdoor onduidelijk en behoeft meer onderzoek. Een mogelijke verklaring voor de tegenstrijdige bevindingen is het verschil in aantal proefpersonen. De analyse in de huidige studie bestond uit 15 proefpersonen, wat veel minder is dan in
de genoemde onderzoeken. Een mogelijke andere oorzaak is gebruik van verschillende tests in de genoemde studies. De gebruikte tests in de genoemde studies meten werkgeheugen wellicht beter dan die in het huidige onderzoek.
Aan het huidige onderzoek zitten enkele beperkingen. Ten eerste is deze correlationeel van aard. Hoewel er hiermee verbanden kunnen worden aangetoond, is het onduidelijk in welke richting deze verbanden werken. Daardoor kan er nooit iets gezegd worden over causaliteit. Een experimentele vervolgstudie kan dit wellicht ondervangen. Zo kan gekozen worden voor een studie met twee
condities. In één conditie wordt een werkgeheugen training gegeven en in de andere (controle) conditie niet. Daarna kan bekeken worden of de werkgeheugen-conditie hoger scoort op ToM dan de controleconditie.
Een tweede beperking van het onderzoek is de beperkte spreiding van leeftijd in de data. Deze is te klein, waardoor leeftijd niet-normaal verdeeld is. Dit maakt resultaten van analyses met leeftijd als predictor minder goed interpretabel. Om dit te ondervangen kan in vervolgonderzoek gebruikt gemaakt worden van proefpersonen die meer verschillen qua leeftijd. Hierdoor worden de resultaten van het onderzoek betrouwbaarder en beter interpretabel.
Een derde beperking van het onderzoek is dat er enkel naar cognitieve ToM is gekeken. Door de exploratieve aard van de huidige studie zijn tijdsoverwegingen gemaakt. Er is daarom gekozen om alleen cognitieve ToM te bekijken in de analyses en affectieve ToM achterwege te laten. Dit is een beperking omdat al bleek dat cognitieve en affectieve ToM niet op dezelfde manier verband houden met bijvoorbeeld leeftijd (Duval et al., 2013; Li et al., 2013). Hierdoor rijst de vraag op welke manier deze aspecten van ToM van elkaar verschillen. De huidige studie biedt geen antwoord op deze vraag waardoor een incompleet beeld van ToM ontstaat. Tevens kan deze studie daardoor niet bijdragen aan de discussie over cognitieve en affectieve ToM. Daarom zou in een vervolgstudie óók affectieve ToM moeten worden onderzocht.
Hoewel de huidige studie weinig eenduidige antwoorden biedt, biedt het genoeg aanleiding tot vervolgonderzoek. Zo dient onderzocht te worden op welke manier cognitieve en affectieve ToM van elkaar verschillen. Er kan dan bekeken worden op welke manier deze worden beïnvloed door
daarnaast een stap gezet in de richting van een betere en betrouwbaardere test van cognitieve en affectieve ToM.
Literatuurlijst
Bailey, P. E., & Henry, J. D. (2008). Growing less empathic with age: Disinhibition of the self- perspective. The Journals of Gerontology Series B: Psychological Sciences and Social
Sciences, 63, P219-P226.
Baddeley, A. D. (1986). Working Memory. Clarendon Press: Oxford MA.
Baron-Cohen, S., Wheelwright, S., Hill, J., Raste, Y., & Plumb, I. (2001). The “Reading the Mind in the Eyes” Test revised version: a study with normal adults, and adults with Asperger
syndrome or high-functioning autism. The Journal of Child Psychology and Psychiatry
and Allied Disciplines, 42, 241-251.
Baron-Cohen, S., O’Riordan, M., Jones, R., Stone, V., & Plaisted, K. (1999). A new test of social sensitivity: Detection of faux pas in normal children and children with Asperger
syndrome. Journal of Autism and Developmental Disorders, 29, 407-418.
Bernstein, D. M., Thornton, W. L., & Sommerville, J. A. (2011). Theory of mind through the ages: Older and middle-aged adults exhibit more errors than do younger adults on a continuous false belief task. Experimental aging research, 37, 481-502.
Bottiroli, S., Cavallini, E., Ceccato, I., Vecchi, T., & Lecce, S. (2016). Theory of Mind in aging: Comparing cognitive and affective components in the faux pas test. Archives of gerontology
and geriatrics, 62, 152-162.
Carlson, S. M., Moses, L. J., & Breton, C. (2002). How specific is the relation between executive function and theory of mind? Contributions of inhibitory control and working memory. Infant
and Child Development, 11(2), 73-92.
Carlson, S. M., Moses, L. J., & Claxton, L. J. (2004). Individual differences in executive functioning and theory of mind: An investigation of inhibitory control and planning ability. Journal of
Experimental Child Psychology, 87, 299–319.
Delis, D. C., Kaplan, E., & Kramer, J. H. (2001). Delis-Kaplan executive function system (D-KEFS).
Psychological Corporation.
Dikmen, S. S., Heaton, R. K., Grant, I., & Temkin, N. R. (1999). Test–retest reliability and practice effects of expanded Halstead–Reitan Neuropsychological Test Battery. Journal of the
International Neuropsychological Society, 5, 346-356.
Duval, C., Piolino, P., Bejanin, A., Eustache, F., & Desgranges, B. (2011). Age effects on different components of theory of mind. Consciousness and cognition, 20, 627-642.
Egberink, I.J.L., Holly-Middelkamp, F.R., & Vermeulen, C.S.M. (9 januari 2018). COTAN beoordeling 1992, Trailmakingtest. Bekeken via www.cotandocumentatie.nl Egberink, I.J.L., Holly-Middelkamp, F.R., & Vermeulen, C.S.M. (9 januari 2018). COTAN beoordeling 2006, Woordfluency test. Bekeken via www.cotandocumentatie.nl Egberink, I.J.L., Holly-Middelkamp, F.R., & Vermeulen, C.S.M. (9 januari 2018). COTAN beoordeling 2002, Stroop kleur-woordtest. Bekeken via www.cotandocumentatie.nl
Egberink, I.J.L., Holly-Middelkamp, F.R., & Vermeulen, C.S.M. (9 januari 2018). COTAN beoordeling 2012, WAIS-IV-NL. Bekeken via www.cotandocumentatie.nl
Li, X., Wang, K., Wang, F., Tao, Q., Xie, Y., & Cheng, Q. (2013). Aging of theory of mind: The influence of educational level and cognitive processing. International Journal of
Psychology, 48, 715-727.
Mary, A., Slama, H., Mousty, P., Massat, I., Capiau, T., Drabs, V., & Peigneux, P. (2016). Executive and attentional contributions to Theory of Mind deficit in attention deficit/hyperactivity
disorder (ADHD). Child Neuropsychology, 22(3), 345-365
Miyake, A., Friedman, N. P., Emerson, M. J., Witzki, A. H., Howerter, A., & Wager, T. D. (2000). The unity and diversity of executive functions and their contributions to complex “frontal
lobe” tasks: A latent variable analysis. Cognitive psychology, 41, 49-100.
Mulder, J. L., Dekker, P. H., & Dekker, R. (2006). Word-Fluency Test. The Netherlands, Leiden: PITS.
Mutter B, Alcorn MB, Welsh M (2006) Theory of mind and executive function: working-memory capacity and inhibitory control as predictors of false-belief task performance. Perceptual and
Motor Skills 102:819-35.
Phillips, L. H., & Henry, J. D. (2008). Adult aging and executive functioning. Executive functions and
the frontal lobes: A lifespan perspective, 57-79.
Rakoczy, H., Harder‐K asten, A., & Sturm, L. (2012). The decline of theory of mind in old age is (partly) mediated by developmental changes in domain‐general abilities. British Journal of
Psychology, 103(1), 58-72.
Reitan, R. M. (1955). The relationship of the Trail Making Test to organic brain damage. Journal of
Consulting Psychology, 19, 393-394.
Roberts Jr, R. J., & Pennington, B. F. (1996). An interactive framework for examining prefrontal cognitive processes. Developmental neuropsychology, 12, 105-126.
Salthouse, T. A., Atkinson, T. M., & Berish, D. E. (2003). Executive functioning as a potential mediator of age-related cognitive decline in normal adults. Journal of Experimental
Psychology: General, 132, 566.
Shamay-Tsoory, S. G., Tibi-Elhanany, Y., & Aharon-Peretz, J. (2006). The ventromedial prefrontal cortex is involved in understanding affective but not cognitive theory of mind stories. Social
neuroscience, 1, 149-166.
Stone, V. E., Baron-Cohen, S., & Knight, R. T. (1998). Frontal lobe contributions to theory of mind. Journal of cognitive neuroscience, 10, 640-656.
Vetter, N. C., Altgassen, M., Phillips, L., Mahy, C. E., & Kliegel, M. (2013). Development of affective theory of mind across adolescence: disentangling the role of executive functions. Developmental Neuropsychology, 38, 114-125.
