Negatieve Interpretatie voor Neutrale Gezichten op Angst
Student: Charlotte Habets Studentnr: 6161618
Begeleider: Corine Dijk
Datum: 21-09-2015
- 2 - Inhoudsopgave 1. Abstract 3 2. Inleiding 4 3. Methode 8 3.1 Deelnemers 8
4.2 Trainen van Interpretatie bias 8
4.3a Interpretatie bias voor Gezichten en Sociale Situaties 9
4.3b Angst 10 4.3c Sociale Angst 11 4.3d Depressieve Symptomen 11 4.4 Procedure 11 4. Resultaten 13 4.1 Interpretatie 13 4.2 Angst 14 4.3 Herkenningstaak 14
5. Conclusie & Discussie 16
- 3 -
1. Abstract
Mensen met een sociale angst zijn bang om negatief en kritisch beoordeeld te worden door anderen. Deze angst hangt mogelijk samen met de neiging om ambigue sociale situaties en neutrale gezichten als bedreigend te interpreteren. Dit onderzoek heeft als doel de causale rol tussen deze negatieve interpretaties en sociale angst te bestuderen. Niet-angstige deelnemers worden getraind ambigue informatie negatief of positief te interpreteren. Na de training wordt gekeken welke effecten dit heeft op angst, de interpretatie voor sociale kosten en de
interpretatie van valentie. De resultaten laten zien dat de negatief getrainde deelnemers neutrale gezichten en ambigue sociale situaties negatiever interpreteren na de training. Dit geldt niet voor de positief getrainde deelnemers. Ook interpreteren alle deelnemers de sociale kosten na de training negatiever. Tenslotte zijn er tegen de verwachting in geen effecten gevonden voor angst.
- 4 -
2. Inleiding
Bij sommige mensen zorgt sociale interactie met anderen voor een overweldigende vrees. Meer dan 13% van de populatie voldoet aan de criteria voor sociale fobie op een bepaald moment gedurende het leven (Kessler et al.. 1994). Deze groep mensen ervaren een persistente angst voor sociale communicatie, sociale prestatie en sociale afkeur door anderen (Vandereycken, Hoogduin & Emmelkamp, 2008; American Psychiatric Association, 1994). De sterke sociale angst is geassocieerd met de neiging om ambigue sociale situaties als bedreigend te interpreteren. Dit wordt ook wel interpretatie bias genoemd (Heinrichs & Hoffman, 2001).
Het cognitieve model van Beck bekijkt de relatie tussen cognitieve processen en emotie (Beck, Emery & Greenberg, 1985). Dit model gaat er van uit dat de herinneringen van eerdere ervaringen en emoties invloed hebben op het verwerken van nieuwe informatie. Mensen hebben de neiging om meer gewicht te leggen op informatie wat overeenstemt met de verwachtingen. Ambigue informatie zal hierdoor op congruente wijze worden aangenomen. Dit proces van informatieverwerking is bij mensen met een sociale angststoornis verstoord (Rapee en Heimberg, 1997). Zij zullen volgens dit model een ambigue situatie of neutraal gezicht eerder als angstig of afkeurend interpreteren dan mensen zonder sociale angststoornis.
Butler & Mathews (1983) deden één van de eerste onderzoeken naar interpretatie bias bij sociaal angstige mensen. Zij keken naar mensen met een gegeneraliseerde sociale
angststoornis en mensen zonder een angststoornis. De deelnemers kregen een vragenlijst aan de hand van een korte ambigue situatie. Op deze vragenlijst stonden 3 interpretaties die de deelnemers in volgorde moesten zetten, in hoeverre zij de interpretaties het best bij de betreffende sociale situatie vonden passen. De twee groepen werden met elkaar vergeleken. Hieruit kwam naar voren dat mensen met een gegeneraliseerde angststoornis eerder kozen voor een negatieve interpretatie van de sociale situatie, dan een positieve of neutrale
interpretatie. Dit wordt door herhaaldelijk onderzoek ondersteund. Mensen met sociale angst interpreteren ambigue sociale situaties negatiever dan de controle groepen (Amir , Foa & Coles, 1998; Constans, Penn, Ihnen, & Hope, 1999; Kanai, Sasagawa, Chen, Shimada & Sakano, 2010). Daarnaast interpreteren mensen met sociale angst ook milde negatieve sociale situaties als catastrofaal (Stopa & Clark, 2000). Verstoringen bij het verwerken van
emotionele informatie, met name misinterpretatie van gezichtsexpressie, zijn mogelijk de oorzaak voor verhoogde angst (Joormann & Gotlib, 2006). Mensen gebruiken
gezichtsexpressies om emotionele reactie van hun interactie partner vast te stellen en conflicten te vermijden (Hess, Kappas, & Scherer, 1988).
- 5 -
Gezichtsexpressies hebben invloed op het aanpassen van eigen gedrag en op de
houding van andere mensen. Het vermogen om accuraat de gezichtsexpressie van een ander te identificeren kan daarom beschouwd worden als een belangrijk proces om sociale relaties en interacties te evalueren (Ekman, 1982; Fridlund, 1994). Mensen met een sociale angststoornis zien de gezichtsexpressies van anderen als een sociaal bedreigende stimulus (Bögels &
Mansell, 2004). Zij vrezen vaak voor negatieve evaluatie van anderen. Bewijs dat mensen met een sociale angststoornis een interpretatie bias voor gezichten hebben varieert. Schofield, Coles en Gibb (2007) deden onderzoek naar de neiging van mensen met sociale angst om gezichtsexpressies negatief te evalueren. Uit de resultaten kwam naar voren dat mensen met een sociale angststoornis, banger zijn voor afwijzing en afkeur van anderen. Zij evalueerden het mogelijk toekomstig contact met een negatief gezicht als negatiever dan mensen met lage sociale angst. Dit suggereert dat mensen met hoge sociale angst geneigd zijn om negatief te interpreteren. Dit in tegenstelling tot de bevindingen van Philippot & Douilliez (2005). Zij onderzochten de interpretatie bias bij mensen met gegeneraliseerde sociale fobie en een controle groep zonder stoornis. Hierbij werden geen verschillen gevonden voor het interpreteren van gezichten tussen de twee groepen. Yoon & Zinbarg (2007) en Yoon & Zinbarg (2008) onderzochten ook de interpretatie bias bij neutrale gezichten van mensen met hoge sociale angst. Beide onderzoeken concludeerden dat mensen met hoge sociale angst neutrale gezichten op een negatievere manier interpreteren. Dit suggereert dat mensen met een sociale angststoornis sneller bang zijn om negatief geëvalueerd te worden door een
interpretatie bias voor gezichten. Echter wordt de causale relatie tussen IB en sociale angst niet onderzocht.
Beck’s cognitieve model van angst suggereerde al een causaal verband tussen interpretatie bias en angst (Beck et al., 1985). Vanaf het begin van de 21ste eeuw wordt er onderzoek gedaan naar deze causale relatie (MacLeod, Rutherford, Campbell, Ebsworthy & Holker, 2002; Mathews & Mackintosh, 2000). Mathews en Mackintosh (2000) ontwikkelde de Cognitive Bias Modification for interpretations (CBM-I) training. Met deze training kan de interpretatie van mensen positief of negatief worden veranderd, waardoor de sociale angst zal verhogen of verlagen. De deelnemers kregen meerdere ambigue sociale verhalen te lezen die eindigden met een woordfragment. Dit woord moesten de deelnemers aanvullen. Het woord maakte het verhaal positief of negatief, afhankelijk van de conditie waar de deelnemer in zat. De reactietijd voor het aanvullen van het woord werd gemeten. De resultaten lieten zien dat de positieve I groep sneller waren in positieve woorden oplossen en de negatieve CBM-I groep sneller waren in negatieve woorden oplossen. Na de training volgde een
- 6 -
herkenningstaak om te zien of de interpretatie van de deelnemers daadwerkelijk was
veranderd voor nieuwe ambigue sociale verhalen. De positieve CBM-I groep herkende meer positieve interpretaties dan negatieve. Het omgekeerde gold voor de negatieve CBM-I groep. Deze resultaten steunen de hypothese dat veranderende interpretatie bias een causale invloed heeft op zelf gerapporteerde angst. Salemink, van den Hout & Kindt, (2007a) repliceerde deze bevindingen. Opnieuw lieten de resultaten zien dat ambigue sociale informatie door training veranderd kan worden. Echter faalde dit onderzoek wat betreft de effecten van de training op sociale angst. Net als Yiend, Mackintosh & Mathews (2005) werden er geen significante resultaten gevonden voor verandering van angst na deelnemers actief positief of negatief te hebben getraind. De invloed op angst is mogelijk heel zwak, waardoor Salemink et al., (2007b) de effecten van CBM-I op angst nader bekeken. Hier werden wel significante effecten gevonden voor inductie van interpretatie bias op sociale angst. De mate van angst was na de positieve CBM-I training afgenomen en na de negatieve CBM-I training verhoogd. Mogelijk vonden positief getrainde deelnemers het leuk om woorden op te lossen. Er kan enkele twijfel worden uitgesproken over het effect van de CBM-I training op het angstniveau. Lange et al., (2010) bekeken het effect van het veranderen van interpretatie voor afgebeelde gezichten. Deelnemers werden via CBM-I positief of negatief getraind. Na de training gaven de deelnemers aan in welke mate zij contact wilde hebben met de afgebeelde gezichten. Dit bestond uit een boos-neutrale en boos-blije groep gezichten. Wanneer er meer gezichten boos dan neutraal waren, interpreteerden negatief getrainde deelnemers dit negatiever. Hierbij ging gepaard dat deze deelnemers meer angst voor contact met de groep boos-neutrale gezichten ervaarden dan de positief getrainde groep. Uit de genoemde onderzoeken kan geconcludeerd worden dat CBM-I training de interpretatie bias kan veranderen. Er is echter nog onvoldoende bewijs om de causale rol van interpretatie op sociale angst voor negatieve evaluatie te
bevestigen. Om die reden doet deze studie onderzoek naar de invloed van interpretatie bias op het ontstaan van sociale angst. Er wordt gekeken welk effect interpretatie bias training heeft op angst voor negatieve evaluatie van anderen bij een niet-angstige groep. Hierbij worden 2 hypothesen gesteld:
1. Individuen in de negatieve interpretatie bias training zullen na de training angstiger zijn dan de individuen in de positieve interpretatie bias training. Waarbij geldt dat beide groepen voor de training geen verschillen in angst vertonen.
2. Individuen in de negatieve interpretatie bias training zullen na de training neutrale gezichten negatiever interpreteren en individuen in de positieve interpretatie bias training positiever. Waarbij geldt dat beide groepen voor de training geen verschillen in interpretatie
- 7 - van neutrale gezichten vertonen.
Naast dat er wordt gekeken naar het effect van negatieve interpretatie voor neutrale gezichten op angst, wordt er ook gekeken of de interpretatie van de deelnemers daadwerkelijk is
veranderd voor de beschreven nieuwe ambigue sociale situatie. Dit gebeurd op dezelfde manier als Mathews & Mackintosh (2000) aan de hand van een herkenningstaak, zoals hierboven is beschreven. Een derde hypothese volgt daar uit:
3. Individuen in de negatieve interpretatie bias training zullen na de training nieuwe ambigue sociale situaties negatiever interpreteren en individuen in de positieve interpretatie bias training positiever.
- 8 -
4. Methode1
4.1 Deelnemers
Het onderzoek was volledig online. In totaal namen 75 psychologie studenten van de Universiteit van Amsterdam deel aan dit onderzoek. Deze studenten zaten allen in hun eerste jaar van psychologie. Zij moesten deelnemen aan onderzoeken om de propedeuse te kunnen behalen.
Nadat de deelnemers willekeurig waren onderverdeeld in twee condities, zijn er nog 2 deelnemers uitgevallen door voortijdig met het onderzoek te stoppen. Van de overgebleven 73 deelnemers zaten 38 deelnemers in de positieve trainingsconditie en 35 deelnemers in de negatieve trainingsconditie. Er is gecontroleerd voor verschillen op sekse, leeftijd, Social Interaction Anxiety Scale (SIAS, zie materialen) en Center for Epidemiologie Studies Depression Scale (CES-D, zie materialen) voor beide condities. Hierin bleken geen verschillen tussen de condities te bestaan, zie Tabel 1.
Tabel 1. Karakteristieken van de Deelnemers, Gemiddelde Scores(M) en
Standaarddeviaties(SD) op de SIAS en de CES-D per Conditie met Toetsingswaarden en P-Waarden
Conditie Positief (n=38) Negatief (n=35) Toetsingswaarden p
Variantie M SD M SD Leeftijd (jaren) 20.53 1.23 21.07 1.84 t=-1.37 .198 Geslacht (%) Mannen 47.4 36.7 χ²=.79 .376 Vrouwen 52.6 63.3 SIAS 20.13 13.05 19.69 15.50 t=1.33 .895 CES-D 13.63 8.40 13.54 8.84 t=0.44 .965
Note.SIAS=Social Interaction Anxiety Scale; CES-D=Center for Epidemiologic Studies Depression Scale
4.2 Trainen van Interpretatie Bias
Het aanleren van een positieve of negatieve interpretatie voor neutrale gezichten werd gedaan door middel van een aangepaste uitvoering van een trainingsmethode voor
1Dit onderzoek is een onderdeel van een groter onderzoek. Alleen de noodzakelijke onderdelen voor dit
- 9 -
interpretatie bias van situaties (Mackintosh & Matthews, 2000). In deze studie werd er gebruik gemaakt van 16 foto’s van mensen met een neutrale gezichtsexpressie van de Amsterdam Dynamic Facial Expressions Set (ADFES; Van der Schalk, Hawk, Fischer, & Doosje, 2011). Van de 16 foto’s zijn 8 vrouwelijk gezichten en 8 mannelijke gezichten.
De deelnemers kregen vooraf instructies hoe elk onderdeel zal verlopen. Ze werden gevraagd om goed het verhaal te lezen en naar de foto’s van gezichten te kijken. Als eerst verscheen er een foto in beeld van een neutraal gezicht. Na een aantal seconden verscheen een ambigue zin onder de foto. Door op spatie te drukken, konden de deelnemers het missende woord zien. Dit woord maakte de zin positief of negatief, waarvan nog 1 letter was
weggelaten. De deelnemers moesten dit woord met de juiste letter aanvullen. Ten slotte werd hen gevraagd of de foto van het gezicht een vrouw of een man was. Ze konden dit
beantwoorden door J(ja)/N(nee) in te vullen. Deze vraag zorgde er voor dat de deelnemers gedwongen werden om naar de foto te kijken. Hierop volgt een positieve reactie in het blauw gedrukt, ‘Goede reactie!’, wanneer de deelnemer het correcte antwoord had gegeven. En een negatieve reactie in het rood gedrukt, ‘Foute reactie!’, wanneer de deelnemer het incorrecte antwoord had gegeven.
De training bestaat uit 8 blokken. Elk blok is opgedeeld in 6 onderdelen die congruent zijn met de conditie en 2 onderdelen die voor elke deelnemer gelijk is. Dit betekent dat de eerste 6 onderdelen van elk blok positief zijn voor een deelnemer in de positieve conditie. Het omgekeerde geldt voor een deelnemer in de negatieve conditie. Tenslotte zullen de laatste 2 onderdelen van een blok voor elke deelnemers hetzelfde zijn ongeacht de conditie. Deze 2 laatste onderdelen van elk blok bestaan uit 1 positief en 1 negatief onderdeel. Dit wil zeggen dat de deelnemers in de positieve conditie per blok altijd 1 negatief onderdeel hebben en hetzelfde geldt omgekeerd voor de negatieve conditie.
4.3 Materialen
4.3a Interpretatie Bias voor Gezichten en Sociale Situaties
De interpretatie bias voor gezichten wordt gemeten door de sociale kosten en valentie vragen bij elke foto. Van de Karolinska Directed Emotional Faces (KDEF ; Lundqvist, Flykt & Öhman, 1998) worden 6 neutrale gezichten gebruikt voor de voormeting en 6 gezichten voor de nameting. Telkens zullen andere gezichten worden gebruikt. Het gezicht wordt aangeboden, waarbij 2 vragen worden gesteld. Voor sociale kosten de vraag: ‘Hoe zou het voor me zijn om met iemand om te gaan die zo naar me kijkt?’ op een 7 punt Likert schaal
- 10 -
van -3 ‘heel erg naar’ tot 3 ‘heel erg fijn’. Voor valentie de vraag: ‘Hoe ervaar ik dit gezicht?’ op een 7 punt Likert schaal van -3 ‘heel erg negatief’ tot 3 ‘heel erg positief’ (Schofield, Coles & Gibb. 2007). De betrouwbaarheid voor zowel de kosten als de valentie waren bij dit onderzoek redelijk. De betrouwbaarheid voor kosten op de voormeting α=.64 en op de nameting α=.64. De betrouwbaarheid voor de valentie op de voormeting α=.62 en op de nameting α=.59.
De interpretatie bias voor sociale situaties wordt gemeten door een herkenningstaak (Mathews & Mackintosh, 2000; Salemink & van den Hout, 2007). Hierbij wordt gebruik gemaakt van 10 verhalen van 3 à 4 regels met bijbehorende titels. De regels van elk verhaal verschenen één voor één in beeld. De deelnemers werd verzocht om de titel goed te lezen en zich zo goed mogelijk in te leven in de beschreven situatie. Een voorbeeldzin: “Later
terugblikkend, denk je dat de kwaliteit van je antwoorden de ... heeft bepaald”. Wanneer de deelnemer op spatie drukt verschijnt het missende ambigue woord die ze moeten aanvullen, hier: ui-slag. Het oplossen van het woord, veranderde de ambiguïteit van het verhaal niet. Na de missende letter te hebben ingevuld, werd een vraag over het verhaal gesteld. Deze kon beantwoord worden met Ja(J)/Nee(N). Deze vraag zorgde er voor dat de deelnemers werden gedwongen om het verhaal goed te lezen. Hierop volgde het tweede deel van de
herkenningstaak. De titels verschenen in willekeurige volgorde met verschillende interpretaties van de korte ambigue sociale verhalen die ze zojuist hadden gelezen. De deelnemers werd gevraagd om per optie aan te geven in hoeverre zij de interpretatie bij het desbetreffende verhaal vonden passen. De interpretaties bestaan uit; a) mogelijke positieve interpretatie, b) mogelijke negatieve interpretatie, c) positieve foils en d) negatieve foils. De foils zijn interpretaties die informatie bevatten welke niet past bij het eerder gelezen verhaal. De positieve en negatieve foils controleren voor responsbias (Mathews & Mackintosh, 2000). Deze interpretaties worden op een 4 punt Likert schaal gescoord. 1 ‘’heel verschillend in betekenis’’ en 4 ‘’heel gelijk in betekenis’’. De betrouwbaarheid voor elke interpretatie is redelijk, positieve interpretatie α=.62, negatieve interpretatie α=.66, positieve foils α=.77, negatieve foils α=.68.
4.3b Angst
De mate van angst wordt gemeten met een aantal items van de Positive And Negative Affect Schedule (PANAS - Watson, Clark, & Tellegen, 1988). De angstitems van de PANAS bestaat uit 7 items die worden gescoord op een 5-punt Likert schaal. Deze items zijn; angstig, gespannen, zenuwachtig, bang, sterk, zelfverzekerd en vastberaden. Waarvan de laatste drie
- 11 -
items worden omgescoord. Deelnemers geven aan in hoeverre het woord op dit moment bij hen van toepassing is. 1 ‘niet/nauwelijks’ tot 5 ‘heel erg’. Een voorbeeld item: ‘ik voel me angstig’ of ‘ik voel me gespannen’. De betrouwbaarheid is goed, op de voormeting α=.81 en op de nameting α=.72.
4.3c Sociale Angst
De angst voor interacties wordt gemeten door SIAS (Mattick & Clarke, 1998). Deze vragenlijst bestaat uit 20 items op een 5 punt Likert schaal. Deelnemers geven aan in hoeverre dit bij hen past 0 “helemaal niet van toepassing voor mij’’ tot 4 “helemaal van toepassing voor mij’’. Een voorbeeld item van de SIAS is: “ik vind het moeilijk om met andere mensen te praten”. De SIAS heeft een hoge interne consistentie α=.93 en discriminante en
convergente validiteit (Mattick & Clarke, 1998).
4.3d Depressieve symptomen
Depressieve symptomen worden gemeten door de CES-D (Radloff, 1977). Deze vragenlijst bestaat uit 20 items op een 4 punt Likert schaal. Deelnemers geven aan in hoeverre dit de afgelopen week bij hen van toepassing is 0 “Zelden of nooit” tot 3 “Meestal of altijd’’. Een voorbeelditem: “De afgelopen week had ik moeite mijn gedachten bij mijn bezigheden te houden.”. De vragenlijst heeft een goede interne consistentie, α > .79, en de construct- en inhoudsvaliditeit zijn ook goed (Bouma et al., 1995).
4.4 Procedure
Eerstejaars psychologie studenten van de UvA werden via een website voor proefpersoon uitgenodigd voor deelname aan dit online onderzoek. Allereerst kregen de deelnemers instructies over het onderzoek en vulden zij het toestemmingsformulier in. De deelnemers werden willekeurig in de positieve of negatieve trainingsconditie ingedeeld. In het begin van het onderzoek werd de sekse en leeftijd van de deelnemers uitgevraagd en de scores op de SIAS en de CES-D gemeten. Daarnaast vulden de deelnemers ook de PANAS in om hun angst te meten. Daarna begon de voormeting van interpretatie van neutrale gezichten.
Vervolgens kregen de deelnemers instructies voor een oefentrial en de training. Na de training vulden de deelnemers de PANAS opnieuw in als herhaling om te zien of de angst door de training was veranderd. Daarna volgde nogmaals een blok waarbij de interpretatie van neutrale gezichten werd gemeten. Dit werd gevolgd door de herkenningstaak. Hierna werden
- 12 -
de deelnemers geïnformeerd over het doel van het onderzoek. Tenslotte werd iedere deelnemer positief getraind ongeacht in welke conditie de deelnemer zat. Dit werd gedaan zodat de negatief getrainde deelnemers geen negatieve interpretatie bias zouden overhouden. En voor de positief getrainde deelnemers heeft opnieuw een positieve training doorlopen alleen maar een extra positief effect op de interpretatie.
- 13 -
5. Resultaten
De gemiddelde scores en standaarddeviaties zijn voor de metingen kosten, valentie en angst per conditie weergegeven in Tabel 2.
Tabel 2. Gemiddelde Scores(M) en Standaarddeviaties(SD) van de Kosten, Valentie en Angst per Conditie
Conditie Positief (n=38) Negatief (n=35)
Voormeting Nameting Voormeting Nameting
Variantie M SD M SD M SD M SD
Kosten -0.06 0.50 -0.17 0.53 -0.18 0.63 -0.41 0.61 Valentie -0.40 0.48 -0.35 0.48 -0.39 0.58 -0.68 0.59 Angst 2.31 0.61 2.21 0.51 2.16 0.62 2.14 0.46
5.1 Interpretatie
Er werd verwacht dat de deelnemers in de positieve conditie lager op de sociale kosten zouden scoren en de gezichten positiever zouden ervaren. Voor de negatieve conditie werd het tegenovergestelde verwacht. Om deze hypothese te toetsen is er gebruik gemaakt van een herhaalde metingen ANOVA, met binnen-deelnemers variabele van meetmoment
(voormeting vs. nameting) en de tussen-deelnemers variabele van conditie (positief vs. negatief). Er was een significant hoofdeffect van meetmoment voor kosten F(1, 71) = 5.98, p = .017, ηp2 =.078. Tegen de verwachting in gaven zowel de deelnemers in de positieve en als
in de negatieve conditie aan dat ze het na de training minder fijn vonden om met de neutraal kijkende personen om te gaan. Er was geen significant hoofdeffect van conditie voor kosten F(1, 71) = 2.56, p = .11,4 ηp2 =.035,en geen interactie effect voor kosten F(1, 71) = 0.90, p =
.347, ηp2 =.012.
Voor de valentie bleek geen significant hoofdeffect van meetmoment F(1, 71) = 3.61, p = .061, ηp2 = .048 en geen significant hoofdeffect van conditie, F(1, 71) = 2.17, p = .145, ηp2 =
.030. Wel bleek er een interactie effect voor valentie F(1, 71) = 7.52, p= .008, ηp2 = .096. Dit
interactie effect is geanalyseerd met een independent t-toets voor meetmoment tussen de condities en een paired sample t-toets, waarbij de conditie afhankelijk van elkaar getoetst zijn. Het verwachtte effect werd bevestigd. Op de voormeting bleek geen verschil tussen conditie t(71) = -0.11, p = . 914, maar op de nameting bestond er wel een significant verschil tussen conditie t(71) = 2.64, p = .010. Wanneer er afhankelijk naar de conditie werd gekeken bleek
- 14 -
er voor de positieve conditie geen significante verandering t(37) = -0.66, p = .515, en voor de negatieve conditie wel een significante verandering t(34) = 2.99, p = .005. De scores in de negatieve conditie waren significant gedaald.
5.2 Angst
Er werd verwacht dat de deelnemers in de negatieve conditie angstiger zullen zijn na de training dan de deelnemers in de positieve conditie. Om deze hypothese te toetsen is er gebruik gemaakt van een herhaalde metingen ANOVA, met binnen-deelnemers variabele van meetmoment (voormeting vs. nameting) en de tussen-deelnemers variabele van conditie (positief vs. negatief). Er was geen significant hoofdeffect van meetmoment op angst F(1, 71) = 1.69, p = .197, ηp2 = .023, geen significant hoofdeffect van conditie op angst F(1, 71) =.84,
p = .362, ηp2 = .012, en geen interactie effect op angst F(1, 71) = 1.04, p = .311, ηp2 = .014.
5.3 Herkenningstaak
De gemiddelde scores en standaarddeviaties zijn voor elke type zin per conditie weergegeven in Tabel 3.
Tabel 3. Gemiddelde Scores(M) en Standaarddeviaties(SD) voor elk Type Zin per Conditie Conditie Positief (n=37) Negatief (n=35)
Valentie Type M SD M SD
Positief Interpretatie 2.87 0.44 2.87 0.41
Foils 2.24 0.54 2.14 0.47
Negatief Interpretatie 2.36 0.51 2.64 0.35
Foils 1.70 0.45 1.84 0.42
De herkenningstaak was bedoeld om de effecten van de training op emotionele interpretaties van nieuwe ambigue sociale situaties te bekijken. Hierbij wordt verwacht dat deelnemers eerder nieuwe ambigue interpretaties overeenstemmend met hun training zullen kiezen. Om deze hypothese te toetsen is er gebruik gemaakt van een 2x2x2 herhaalde metingen ANOVA, met binnen-deelnemers variabele valentie (positieve of negatieve zin) en target (mogelijke interpretatie vs. niet-kloppende foil zinnen) en de tussen-deelnemers variabele van conditie (positief vs. negatief). Er bleek geen significant hoofdeffect van conditie, F(1, 70) = 1.84, p = .179, ηp2 = .026. Er bleek wel een significant hoofdeffect van valentie, F(1, 70) = 31.62, p <
- 15 -
.001, ηp2 = .789. Er werd vaker gekozen voor een passende interpretatie dan voor een
niet-kloppende foil zin. Geen van de verdere interacties was significant (all p > .05). Echter is er een trend voor het interactie effect tussen conditie en valentie, F(1, 70) = 3.32, p = .073, ηp2 =
.045. Dit interactie effect is geanalyseerd met een independent t-toets voor valentie en conditie. Hierbij bleek de positieve conditie niet significant van meetmoment, t(70) = 0.47, p = .638, en de negatieve conditie wel significant van meetmoment, t(70) = -2.37, p = .020. De deelnemers in de negatieve conditie kozen vaker voor een negatieve zin op de nameting dan op de voormeting ongeacht of het gaat om een mogelijke interpretatie of een niet-kloppend foil. Verder bleek er geen significantie voor de driewegsinteractie tussen conditie, valentie en type, F(1, 70) = 0.095, p = .759, ηp2 = .001.
- 16 -
6. Conclusie & Discussie
De belangrijkste bevinding van dit onderzoek is dat er negatief trainingseffect voor interpretatie bias is gevonden. Negatief getrainde deelnemers interpreteren de neutrale
gezichten na de training als negatiever dan positief getrainde deelnemers wat betreft valentie. Waarbij geen effect was gevonden bij deelnemers in de positieve CBM-I training. Zij
beoordeelden de neutrale gezichten na de training niet anders dan voor de training. Wat betreft sociale kosten gaven alle deelnemers aan, ongeacht de conditie, dat ze het na de training minder fijner vonden om met het neutrale gezicht om te gaan. Ook interpreteren de negatief getrainde deelnemers nieuwe ambigue sociale situaties congruent met de negatieve CBM-I training. De positief getrainde deelnemers lieten geen verandering in interpretatie voor nieuwe ambigue sociale situaties zien. Daarnaast waren er geen effecten op angst. Deelnemers in de positieve en in de negatieve training verschilden niet in de mate van angst.
Dit onderzoek laat een negatief trainingseffect zien, maar geen positief trainingseffect. De deelnemers in de negatieve conditie interpreteren de valentie, de sociale kosten en een nieuwe ambigue sociale situatie negatiever. De deelnemers in de positieve conditie laten geen
significante verandering zien, terwijl de verwachting was dat zij positiever zou gaan interpreteren. Een verklaring hiervoor kan het plafondeffect zijn. De vraag is namelijk hoe positief men kan zijn over een neutraal gezicht, ook al is een persoon getraind om positief te interpreteren. Mogelijk interpreteren niet-angstige deelnemers neutrale gezichten en nieuwe ambigue sociale situaties normaliter al enigszins positiever. Een positieve training zal daardoor niet-angstige mensen niet positiever maken over een neutraal gezicht of nieuwe ambigue sociale situatie. Het blijft immers een neutraal gezicht of ambigue sociale situatie.
Het duidelijker creëren van een sociale situatie zou effect kunnen hebben bij de training. In dit onderzoek wordt er alleen gebruik gemaakt van het verbaal trainen van de interpretatie bias. Eerder onderzoek laat zien dat er ook een andere effectievere manier is van trainen, namelijk imaginair trainen (Holmes & Mathews, 2005). Bij imaginair trainen worden de deelnemers gevraagd om zich de beschreven ambigue sociale situatie zo goed mogelijk in te beelden. Deze manier van trainen blijkt een grotere impact op het emotionele affect te hebben dan een verbale CBM-I training (Holmes, Mathews, Dalgleish & Mackintosh, 2006). Deze bevinding was zowel voor het positief als het negatief affect van toepassing. Voor meer en duidelijkere effecten zou vervolgonderzoek gebruik moeten maken van imaginatie bij de CBM-I training.
- 17 -
Ondanks dat er geen effecten voor verandering in angstniveau zijn gevonden in dit
onderzoek, is dat geen bewijs dat de training geen effect heeft op sociale angst in de toekomst. De mate van angst werd gemeten door te kijken hoe angst op dit moment werd ervaren door de deelnemers. Hierdoor kan gezegd worden dat een persoon in dit onderzoek niet acuut angstig wordt door negatieve interpretaties. Mogelijk wordt een persoon wel angstiger op de langere termijn. Veel onderzoeken laten zien dat mensen met sociale angst, ambigue sociale situaties vaker negatiever en beangstigender beoordelen (Amir , Foa & Coles, 1998). Daarbij ervaren ze vaak ook meer angst voor de beoordeling van anderen. Een vorm van dreiging toevoegen aan het onderzoek zou de mate van angst kunnen verhogen. Yoon & Zinbarg (2008) lieten de helft van de deelnemers een presentatie van 2 minuten voorbereiden en de andere helft van de deelnemers een essay schrijven. Hierbij werd aangetoond dat niet-angstige deelnemers in de dreigende conditie meer angst ervaarden voor de neutrale gezichten. Echter wanneer zij in de niet-dreigende conditie zaten, was dit effect er niet. Dit suggereert dat het daadwerkelijk verkeren in een sociale situatie de angst kan verhogen. Het zou interessant zijn voor vervolgonderzoek om hier naar te kijken. Het voeren van een echt gesprek met een persoon kan een manier zijn, waarna de angst tijdens het gesprek wordt beoordeeld.
Dit onderzoek heeft ook wat beperkingen die genoemd moet worden. De afwezigheid van de effecten van de CBM-I training op angst zijn in tegenstelling met de bevindingen van Mathews en Mackintosh (2000), Mackintosh et al (2006) en Yiend et al (2005). Salemink et al. (2007a) konden ook geen effect van de CBM-I training op angst vinden. Een verschil tussen deze studies en dit onderzoek zijn de deelnemers. In dit onderzoek en in het onderzoek van Salemink et al. (2007a) waren de deelnemers psychologie studenten, terwijl in andere genoemde onderzoeken de deelnemers vrijwilligers waren. Studenten zijn vaak bekender met deelname aan onderzoeken en de onderzoeksinstrumenten. Het zou kunnen dat studenten minder vatbaar zijn voor de CBM-I training, waardoor ze minder verandering van angst rapporteren. Daarnaast kunnen de verschillende deelnemers groepen ook verschillen in IQ. Een hoger IQ bij de studenten groep kan er voor hebben gezorgd dat deze groep bewuster is van het doel van het onderzoek dan de vrijwilligers groep. Dit kan de effecten van de CBM-I training reduceren. Een tweede beperking van dit onderzoek is het feit dat het geheel online is uitgevoerd. Een online training is efficiënt en heeft een groter bereik aan deelnemers.
Deelnemers die niet bereid zijn om te komen of niet langs kunnen komen, hebben dan alsnog de mogelijkheid om deel te nemen. Toch heeft de online CBM-I training ook zo zijn nadelen. Er is geen controle over de procedure en de setting waarin de deelnemers verkeren tijdens de training. Wanneer de training thuis wordt gevolgd, is het moeilijk om een gelijke omgeving te
- 18 -
garanderen. Daarbij kunnen deelnemers afgeleid zijn of bezig zijn met andere kwesties, zoals tv kijken of met anderen aan het praten zijn.
In de laatste jaren is er veel onderzoek gedaan naar de causale rol tussen interpretatie bias en angst. Dit onderzoek laat zien dat interpretatie bias negatief te trainen is. Daarnaast werden er echter geen significante effecten gevonden voor het onmiddellijk ervaren van angst. Verder onderzoek is nodig om meer inzichten te krijgen over de invloed van interpretatie bias op het bestaan en de instandhouding van sociale angst voor negatieve evaluatie.
- 19 -
7. Referenties
American Psychiatric Association. Diagnostic and statistical manual of mental disorders: DSM-IV. 4th ed. Washington (DC)
Amir, N., Foa, E. B., & Coles, M. E. (1998). Negative interpretation bias in social phobia. Behaviour Research and Therapy, 35, 945-957.
Beck, A. T., Emery, G., & Greenberg, R. L. (1985). Anxiety disorders and phobias: A cognitive perspective. New York, NY: Basic Books.
Bögels, S. M., & Mansell, W., (2004). Attention processes in the maintainance and treatment of social phobia: Hypervigilance, avoidance and self-focused attention. Clinical Psychology Review, 24(7), 827-856.
Butler, G., & Mathews, A. (1983). Cognitive processes in anxiety. Advances in Behaviour Research and Therapy,5, 51-62
Crawford, J. R., & Henry, J. D. (2004). The positive and negative affect schedule (PANAS): Construct validity, measurement properties and normative data in a large non-clinical sample. British Journal of non-clinical Psychology, 43, 245-265.
Constans, J., Penn, D. L., Ihnen, G., & Hope, D. A., (1999). Interpretation biases in social anxiety. Behaviour Research and Therapy, 37, 643-651.
Ekman, P., (1982). Emotion in the human face. Cambridge: Cambridge University Press.
Fridlund, A. J., (1994). Human facial expression: An evolutionary view. New York: Academic Press.
Heinrichs, N., & Hofmann, S. G., (2001). Information processing in social phobia: A critical review. Clinical Psychology Review, 21, 751-770.
Heuer, K., Lange, W. G., Isaac, L., Rinck, M., & Becker, E. S., (2010). Morphed emotional faces: Emotion detection and misinterpretation in social anxiety. Journal Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 41, 418-425.
Hess, U., Kappas, A., & Scherer, K. R. (1988). Multichannel communication of emotion: Synthetic signal production. In K. R. Scherer (Ed.), Facets of emotion: Recent research (p. 161-182). Hillsdale, NJ: Erlbaum.
Holmes, E. A., & Mathews, A. (2005). Mental imagery and emotion: A special relationship? Emotien, 5(4), 489-497.
Holmes, E. A., Mathews, A., Dalgleish, T., & Mackintosh, B., (2006). Positive interpretation training: Effects of mental imagery versus verbal training on positive mood. Behaviour Therapy, 37, 237-247.
Joormann, J. & Gotlib, H. (2006). Is this happiness i see? Biases in the identification of emotional facial expressions in depression and social phobia. Journal of Abnormal Psychology, 115(4), 705–714.
Kanai, Y., Sasagawa, S., Chen, J., Shimada, H., & Sakano, Y. (2010). Interpretation bias for ambiguous social behavior among individuals with high and low levels of social anxiety. Cognitive Therapy Research, 34, 229–240.
- 20 -
Wittchen, H. & Kendler, K. S. (1994). Lifetime and 12-month prevalence of DSM-III-R psychiatric disorders in the united states : Results from the national comorbidity survey. Archives of General Psychiatry, 51(1), 8-19.
Lange, W-G., Salemink, E., Windey, I., Keijsers, G. P. J., Krans, J., Becker, E. S., Rinck, M. (2010) Does modified interpretation bias influence automatic avoidance behavior? Applied Cognitive Psychology, 24 326-337.
Leary, M., R. (1983). A brief version of the fear of negative evaluation scale. Personality and Social Psychology Bulletin, 9, 371–375.
Lundqvist, D., Flykt, A., & Öhman, A. (1998). The Karolinska Directed Emotional Faces – KDEF. CD ROM from Department of Clinical Neuroscience, Psychology section, Karolinska institutet, ISBN 91-630-7164-9.
Mackintosh, B., Mathews, A., Yiend, J., Ridgeway, V., & Cook, E. (2006). Induced biases in emotional interpretation influence stress vulnerability and endure despite changes in context. Behavior Therapy, 37, 209-222.
MacLeod, C., Rutherford, E., Campbell, L., Ebsworthy, G., & Holker, L., (2002). Selective attention and emotional vulnerability: Assessing the causal basis of their association through the experimental manipulation of attentional bias. Journal of Abnormal Psychology, 111, 107-123.
Mathews, A., & Mackintosh, B. (2000). Induced emotional interpretation bias and anxiety. Journal of Abnormal Psychology, 109, 602-615.
Mattick, R. P., & Clarke, J. C. (1998). Development and validation of measures of social phobia scrutiny fear and social interaction anxiety. Behaviour Research and Therapy, 36, 455–470.
Mullins, D. T., & Duke, M. P. (2004). Effects of Social anxiety on nonverbal accuracy and response time 1: Facial expression. Journal of Nonverbal Behavior, 28(1), 3-33.
Murphy, R., Hirscha, C. R., Smith, K., Clark, D. M., Mathews, A. (2007). Facilitating a benign interpretation bias in a high socially anxious population. Behaviour Research and Therapy, 45, 1517–1529.
Norton, P. J., Hope, D. A., (2001). Kernels of truth or distorted perceptions: Self and observer ratings of social anxiety and performance. Behavior Therapy, 32, 765–786.
Philippot, P., & Douilliez, C. (2005). Social phobics do not misinterpret facial expression of emotion. Behaviour Research and Therapy, 43, 639–352.
Rapee, R. M., en Heimberg, R. G., (1997). A cognitive-behavioral model of anxiety in social phobia. Behavioral Research and Therapy, 35(8), 741-756.
Radloff, L.S. (1977). The CES-D scale: A self report depression scale for research in the general population. Applied Psychological Measurement, 1, 385-401.
Salemink, E., van den Hout, M., & Kindt, M. (2007). Trained interpretative bias and anxiety. Behavior Research and Therapy, 45, 329-240.
Schofield, C. A., Coles, M. E., & Gibb, B. E., (2007). Social anxiety and interpretation biases for facial displays of emotion: Emotion detection and ratings of social cost. Behavior Research and Therapy, 45, 2950-2963.
Stopa, L., & Clark, D. M., (2000). Social phobia and interpretation of social events. Behaviour Research and Therapy, 38, 273-283.
Van der Schalk, J., Hawk, S. T., Fischer, A. H., & Doosje, B. J. (2011). Moving faces, looking places: The Amsterdam Dynamic Facial Expressions Set (ADFES), Emotion, 11, 907-920.
Watson, D., Clark, L. A., & Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales. Journal of Personality and Social Psychology, 54, 1063-1070.
- 21 - of Consulting and Clinical Psychology, 33(4), 448-457
Winton, E. C., Clark, D. M., & Edelmann, R. J., (1995). Social anxiety, fear of negative evaluation and the detection of negative emotion in others. Behavior Research and Therapy, 33, 193–196.
Yiend, J., Mackintosh, B., & Mathews, A. (2005). Enduring consequences of experimentally induced biases in interpretation. Behaviour Research and Therapy ,43, 779– 797.
Yoon, K. L., & Zinbarg, R. E., (2007). Threat is in the eye of the beholder: Social anxiety and the interpretation of ambigious facial expressions. Behavioural Research and Therapy, 45, 839-847.
Yoon, K. L., & Zinbarg, R. E., (2008). Interpreting neutral faces as threatening is a default mode for socially anxious individuals. Journal of Abnormal Psychology, 117(3), 680 – 685.
