De invloed van herhaaldelijk checken op obsessies en cognities over checken

De Invloed van Herhaaldelijk Checken op

Obsessies en Cognities Over Checken

Marije van Straalen

Universiteit van Amsterdam

Datum: 26-6-2017

Begeleid door: Karin Giele

Aantal woorden abstract: 150

Aantal woorden totaal: 8649

Inhoudsopgave

1. Inleiding

p. 3

2. Methoden

p. 9

2.1 Proefpersonen

p. 9

2.2 Materialen

p. 10

2.3 Procedure

p. 13

2.4 Data-analyse

p. 15

3. Resultaten

p. 16

3.1 Proefpersonen

p. 16

3.2 Manipulatiechecks

p. 19

3.3. CCS

p. 19

3.4 OBQ-44

p. 26

3.5 NEO-PI-3

p. 27

4. Discussie

p. 28

5. Literatuurlijst

p. 33

Abstract

In deze studie is gekeken naar de invloed van herhaaldelijk checken op obsessies en cognities over checken. Aanvullend is gekeken naar de rol van neuroticisme bij de mate van obsessief-compulsieve symptomen en ontwikkeling van cognities over checken. Er namen 58 studenten deel die gevraagd werden tien dagen lang twee objecten herhaaldelijk te checken en twee objecten niet te checken. Van de gecheckte objecten was één object persoonsspecifiek en één object niet-persoonsspecifiek. Voorafgaand aan het onderzoek, na tien dagen en een week na het checken werden obsessies en cognities over checken gemeten. Hieruit bleek dat obsessies en algemene cognities over checken niet significant waren toegenomen en het maakte niet uit of objecten persoonsspecifiek waren of niet. Verder bleek er een positief verband te zijn tussen neuroticisme en obsessief-compulsieve symptomen. In tegenstelling tot eerder onderzoek blijkt uit het huidige onderzoek dat herhaaldelijk checken niet leidt tot meer obsessies en cognities over checken.

1. Inleiding

Uit onderzoek van Ruscio et al. (2010) blijkt dat de lifetime prevalentie van obsessief-compulsieve stoornis (OCS) onder volwassenen 2.3% is. Mensen die gediagnosticeerd zijn met deze stoornis hebben last van obsessies (dwangmatige gedachten of beelden) en/of compulsies (dwangmatige handelingen) (American Psychiatric Association, 2013). Deze obsessies zijn aanhoudend en worden als intrusief en ongewenst ervaren. Ze zorgen voor lijdensdruk en kunnen over van alles gaan: sommige mensen zijn bang voor besmetting, anderen zijn weer bang dat ze een ander iets aan zullen doen of dat henzelf iets schadelijks zal overkomen. In een poging deze (irrationele) angst te neutraliseren of de gevreesde gebeurtenis te voorkomen, ontwikkelen mensen met OCS compulsies. Dit zijn dwangmatige handelingen die, in de

ogen van de patiënt, ervoor zorgen dat de angst geneutraliseerd wordt of dat de gevreesde gebeurtenis uitblijft. Mensen met OCS voeren deze handeling extreem vaak uit of ze ontwikkelen een ritueel dat veel tijd in beslag neemt. De handelingen of rituelen worden op een gegeven moment zo uitgebreid en worden zo vaak herhaald dat de persoon geen normaal leven meer kan leiden en hieronder lijdt. Wanneer dit het geval is, is er sprake van een obsessief-compulsieve stoornis (Stein, 2002). Het lijden aan OCS maakt een grote inbreuk op het dagelijks leven en het functioneren van mensen met deze stoornis. Dit maakt het moeilijk om relaties te onderhouden, werk goed uit te voeren en aan andere dingen toe te komen dan het uitvoeren van de dwanghandelingen. Het is daarom belangrijk om erachter te komen welk mechanisme ervoor zorgt dat de stoornis in stand wordt gehouden, zodat hierop kan worden ingespeeld bij de behandeling.

Uit onderzoek blijkt dat de meest voorkomende compulsie bij mensen met OCS checken is (Stein et al., 1997; Rachman, 2002). Volgens Rachman (1998) komen deze compulsies voort uit de obsessies die mensen hebben, maar is het mogelijk dat deze relatie ook andersom verloopt: kunnen compulsies leiden tot obsessies? Rachman (2002) stelt dat er drie factoren zijn die bij mensen met OCS leiden tot de ontwikkeling van herhaaldelijk checkgedrag. Mensen met OCS hebben een verstoorde inschatting wat betreft het belang van checken, de kans dat iets schadelijks zal gebeuren wanneer er geen checkgedraging uitgevoerd wordt en de ernst van deze schadelijke uitkomst. In hetzelfde artikel stelt Rachman echter dat deze relatie ook andersom kan verlopen, waarbij de bovengenoemde drie factoren niet leiden tot de compulsies, maar dat de compulsies juist leiden tot een verhoogde inschatting van het belang van checken, de kans op gevaar en de ernst van gevaar. Hierbij spelen de frequentie, duur en intensiteit van de checkgedragingen tevens een rol: vaker, langer en intensiever checken zorgt voor een toename van de eerder genoemde factoren. Deze wederkerige relatie wordt door Rachman het self-perpetuating mechanism genoemd. Door te checken, nemen de

negatieve cognities over het belang van checken, kans op gevaar en de ernst toe, waardoor men nog vaker gaat checken.

Deze compulsies, de checkgedragingen, zijn gericht op het voorkomen van gevaar en kunnen daarom ook gezien worden als een vorm van veiligheidsgedrag. Dit is gedrag dat gericht is op het detecteren van, het vermijden, of het ontsnappen aan iets waar men bang voor is. Dit gedrag komt bij alle angststoornissen voor, zoals het vermijden van oogcontact bij mensen met sociale fobie, openbare ruimtes vermijden bij agorafobie, et cetera (Clark, 1999). Uit onderzoek naar andere vormen van veiligheidsgedrag dan checken bleek dat dit kan zorgen voor meer angstige overtuigingen. Deacon en Maack (2008) onderzochten wat veiligheidsgedrag voor effect heeft op de angst voor besmetting. Ze lieten studenten met weinig of veel angst voor besmetting een week lang veiligheidsgedrag uitvoeren, gerelateerd aan besmetting (bijvoorbeeld proberen om trapleuningen niet aan te raken). Het bleek dat deze gedragingen ervoor zorgden dat de studenten in beide condities (veel en weinig angst) op de nameting meer angst voor besmetting ervoeren dan op de voormeting. In dit onderzoek was echter geen controleconditie waarin geen veiligheidsgedrag werd uitgevoerd, waardoor het effect niet vergeleken kan worden. Olatunji et al. (2011) hebben wel gebruik gemaakt van een controleconditie. Studenten in de experimentele conditie werden gevraagd een week lang bij te houden welk veiligheidsgedrag ze normaal gesproken uitvoerden, vervolgens voerden ze een week lang veiligheidsgedrag uit met betrekking tot gezondheid, zoals handen wassen na een toiletbezoek en voor het eten. Daarna hielden ze nog een week lang het gebruikelijke veiligheidsgedrag bij. Deelnemers in de controleconditie hoefden in die drie weken alleen hun gebruikelijke veiligheidsgedrag bij te houden. Vervolgens werd gekeken naar de mate van angst over gezondheid, hypochondrische overtuigingen en gedragsvermijding. Hieruit kwam naar voren dat dit veiligheidsgedrag leidde tot meer angst over gezondheid en hypochondrische overtuigingen vergeleken met de controleconditie. Dit effect werd nog

steeds gevonden na de derde week, waarin de deelnemers in de experimentele conditie alleen het gebruikelijke veiligheidsgedrag hoefden bij te houden.

De voorgaande onderzoeken gingen beide in op besmetting, een vorm van veiligheidsgedrag (Rachman, 2002). Een van de belangrijkste vormen van veiligheidsgedrag bij OCS is checken (Salkovskis et al., 2000). Van Uijen en Toffolo (2015) wilden onderzoeken of deze vorm van veiligheidsgedrag ook leidt tot een toename in negatieve cognities gerelateerd aan het checkgedrag. Ze onderzochten wat de invloed is van veiligheidsgedrag op obsessies en cognities over checken bij gezonde studenten. De deelnemers werden verdeeld over drie condities: een experimentele groep, een monitorgroep en een controlegroep. Deelnemers in de experimentele groep werd gevraagd een week lang uitgebreid dingen te checken, bijvoorbeeld of de deur op slot was. De monitorgroep hield een week lang het normale checkgedrag bij en de controlegroep hoefde niks te checken en ook niet bij te houden wat ze normaal gesproken checkten. Vervolgens werd gekeken naar obsessieve overtuigingen en cognities met betrekking tot het checken, namelijk over het belang van checken, de kans dat iets gevaarlijks gebeurt wanneer je iets niet checkt en de mate van ernst van dit gevaar. Deelnemers in de experimentele groep hadden op de nameting significant meer cognities over de mate van ernst van gevaar dan deelnemers in de monitor- en controlegroep. In dit onderzoek werd gebruik gemaakt van een checklist met 54 verschillende objecten die gecheckt konden worden door de deelnemers in de experimentele conditie. De checkgedraging hoefde hierbij niet herhaald te worden. Een belangrijk kenmerk van compulsies is echter dat deze herhaaldelijk zijn. De gedragingen die de deelnemers uitvoerden waren dus geen echte compulsies. In een vervolgstudie van studenten aan de Universiteit van Amsterdam (Rameckers, 2016) is dit onderzoek daarom gerepliceerd, waarin de deelnemers minder objecten herhaaldelijk checkten. Deelnemers (studenten) in de experimentele conditie werd gevraagd een week lang vier objecten te checken en deelnemers in de controleconditie kregen geen instructies

hierover. In tegenstelling tot het onderzoek van Van Uijen en Toffolo was er in dit onderzoek geen monitorgroep. Dezelfde variabelen werden gemeten, namelijk obsessies en cognities over het belang van checken, de kans dat iets gevaarlijks gebeurt wanneer je iets niet checkt en de mate van ernst van dit gevaar. Hieruit bleek echter dat herhaaldelijk checken ten opzichte van de controleconditie niet leidde tot een verhoogde toename van obsessieve overtuigingen en cognities over checken. Kortom, het is nog onduidelijk of checkgedrag daadwerkelijk leidt tot meer cognities over het belang van checken. Een mogelijke beperking van het laatste onderzoek is dat de manipulatie niet sterk genoeg was. Deelnemers werden gevraagd een aantal objecten, zoals het gasfornuis, te checken. Echter, wanneer een deelnemer het onbelangrijk vindt het gasfornuis te checken, zorgt dit wellicht tot een kleinere verandering in cognities hierover dan als een deelnemer iets checkt dat hij of zij belangrijk vindt.

Uit eerder onderzoek blijkt dan ook dat mensen met OCS geen willekeurige obsessies en compulsies hebben, maar dat er een bepaalde predispositie is (Tolin et al., 2006). Dit houdt in dat men al vanaf de geboorte een afkeer of angst heeft voor iets specifieks, zoals spinnen. Die predispositie en de rol hiervan bij mensen met OCS is vooral onderzocht voor walging (resulterend in overmatig handen wassen, angst voor besmetting, et cetera). Zo bleek uit een onderzoek van Olatunji et al. (2005) dat er een positieve relatie was tussen ‘kernwalging’ (core disgust), een gevoel van angst voor besmetting wanneer men bijvoorbeeld beschimmeld voedsel ziet of afval, en OCS-gerelateerde besmettingsideeën en overmatig wassen. Mogelijk is deze predispositie ook aanwezig bij de andere domeinen van OCS, zoals checken. Wanneer mensen bepaalde objecten uit zichzelf al checken, hebben ze hier wellicht al negatieve cognities over. Als ze deze objecten vervolgens vaker en herhaaldelijk gaan checken, kan dit leiden tot een grotere toename van negatieve cognities over checken dan wanneer men objecten checkt die ze normaal gesproken nooit zouden checken.

Mogelijk speelt een neurotische persoonlijkheid ook een rol bij de ontwikkeling van cognities over checken en obsessief-compulsieve symptomen. Zo blijkt uit onderzoek dat mensen met OCS en mensen met subklinische obsessief-compulsieve symptomen gemiddeld hoger scoren op neuroticisme dan mensen zonder OCS (Fullana et al., 2004). Het zou kunnen dat dit verschil ook bij een gezonde populatie aanwezig is, dus dat mensen die in hogere mate neurotisch zijn, ook meer obsessief-compulsieve symptomen hebben en eerder obsessies en cognities over het belang van checken zullen ontwikkelen. Zo bleek uit een onderzoek van Leibing et al. (2008) dat er bij gezonde proefpersonen een samenhang is tussen hoge scores op de neuroticisme-schaal van de NEO-PI-R en een angstige, afhankelijke persoonlijkheid. Bovendien bleek uit een onderzoek van Scarrabelotti et al. (1995) onder 151 gezonde studenten, dat neuroticisme een significante voorspeller was voor de mate van obsessies en compulsies. Wade et al. (1998) deden hier ook onderzoek naar. Bij 200 gezonde studenten werden vragenlijsten afgenomen om obsessief-compulsieve symptomen en neuroticisme te meten. Uit de resultaten bleek dat niet-klinische obsessies en compulsies, zoals schoonmaak- en checkgedrag, voorspeld werden door een neurotische persoonlijkheid. In navolging van deze studies wordt daarom verwacht dat een grotere mate van neuroticisme samenhangt met meer obsessief-compulsieve symptomen.

In dit onderzoek is gekeken naar de invloed van herhaaldelijk checken op obsessies en cognities met betrekking tot het belang van checken, de inschatting van de kans dat iets gebeurt wanneer men niet checkt en de mate van ernst als dit gebeurt. Gezonde studenten werd gevraagd welke twee objecten ze regelmatig checkten, waarvan ze vervolgens één object tien dagen lang herhaaldelijk (vaker dan normaal) hebben gecheckt. Dit andere object hoefden ze niet vaker dan normaal te checken. Daarnaast werd gevraagd welke twee objecten ze nooit checkten. Vervolgens hebben ze tien dagen lang één van die objecten wel gecheckt. Verwacht werd dat het checken van een object zal leiden tot een toename van obsessies en cognities over checken, waarbij

deze toename groter is voor objecten die men zelf al checkte voorafgaand aan het experiment dan voor objecten die men normaliter nooit checkte. Na een week, waarin deelnemers niet meer hoeven te checken, zou deze toename in obsessies en cognities over checken ook nog aanwezig zijn, maar in mindere mate dan gelijk erna. Aanvullend werd gekeken naar de rol van neuroticisme bij de ontwikkeling van cognities over checken en obsessief-compulsieve symptomen. Verwacht werd dat er een positief verband was tussen de mate van neuroticisme en de ontwikkeling van cognities over checken. Daarnaast werd verwacht dat een grotere mate van neuroticisme samenhangt met meer obsessief-compulsieve symptomen.

2. Methoden

2.1 Proefpersonen

Met behulp van het programma G-power (Faul et al., 2009) is berekend hoeveel deelnemers nodig waren voor dit onderzoek. Hieruit bleek dat in totaal 76 deelnemers vereist waren voor een Repeated Measures ANOVA. Aan het onderzoek namen gezonde studenten deel, die via een site van de Universiteit van Amsterdam (www.lab.uva.nl) en Facebook geworven waren. Voor deelname aan het onderzoek kregen de proefpersonen participatiepunten.

De volgende exclusiecriteria waren van toepassing:

(a) Deelnemers die in het heden of verleden gediagnosticeerd waren met een DSM-5 stoornis, (b) Deelnemers die een score van 18 of hoger op de OCI-R hadden, (c) Deelnemers die de twee objecten, die ze normaliter checkten, vijf keer of vaker op een dag checkten, en (d) Deelnemers die de twee objecten, die ze normaliter checkten, minder dan één keer per dag checkten.

2.2 Materialen

Obsessive-Compulsive Inventory-Revised (OCI-R) (Nederlandse versie)

(Cordova-Middelbrink, Dek & Engelbarts, 2007, aangehaald in Van Uijen en Toffolo, 2015).

Deze vragenlijst meet in hoeverre iemand obsessief-compulsieve symptomen heeft. De vragenlijst bestaat uit 18 stellingen, waarover deelnemers op een Likertschaal (0 (helemaal niet) tot en met 5 (extreem)) kunnen aangeven in hoeverre dit hen dwars heeft gezeten of stress heeft bezorgd. Een voorbeeld van zo’n stelling is: ‘Ik controleer

dingen vaker dan nodig is’. De klinische cutoff score voor deze vragenlijst is 21 (een

score van 21 of hoger duidt erop dat iemand een grote kans heeft OCS te hebben). Voor dit onderzoek is de cutoff op 18 gezet, om de kans te minimaliseren dat mensen klachten ontwikkelen ten gevolge van het onderzoek. De vragenlijst heeft een goede test-hertest betrouwbaarheid, is valide in zowel klinische als niet-klinische populaties (Foa et al., 2002) en heeft een goede interne consistentie (α = .88) (Hajcak et al., 2004).

Checklist. Deze lijst is door Van Uijen en Toffolo (2015) ontwikkeld en in de huidige

studie aangepast zodat deze beter aansloot bij het onderzoek. Een aantal objecten op de originele lijst zijn aangepast of verwijderd en er zijn een aantal objecten toegevoegd die gecheckt kunnen worden. Hierdoor kwam het totale aantal op 50 objecten. Door ja of nee aan te kruisen kon worden aangegeven of men dit wel of niet checkte. Deelnemers hoefden in dit onderzoek niet alle objecten aan te kruisen met ja of nee, minimaal twee die ze weleens checkten en de minimaal twee objecten die ze nooit checkten. Hierbij werd wel aangegeven dat deelnemers in staat moesten zijn om de objecten die ze aankruisten, tien dagen lang te checken. Dit gold ook voor de objecten die ze nooit checkten. Een voorbeeld van een checkitem is: ‘Bij vertrek checken of je spullen in je

tas/broekzak/jaszak zitten’. Van de objecten die deelnemers weleens checkten, werd

gevraagd aan te geven hoe vaak ze dit object per dag of per week checkten. De test-hertest betrouwbaarheid van deze lijst is goed (r = .85) (Van Uijen & Toffolo, 2015).

Obsessive Beliefs Questionnaire-44 (OBQ-44) Responsibility and Threat Estimation (RT) Scale (Nederlandse versie, Van Uijen en Toffolo, 2015). Deze twee subschalen

uit de OBQ-44 meten bepaalde obsessieve overtuigingen of gedachten die mensen kunnen hebben met betrekking tot het voorkomen van gevaar en de mate van verantwoordelijkheid die iemand hierbij heeft. Een voorbeelditem uit de lijst is: ‘Als ik

gevaar voorzie maar niet handel, dan ben ik schuldig aan alle gevolgen ervan’. Door

middel van een Likertschaal (1 (erg mee oneens) tot en met 7 (erg mee eens)) kon worden aangeven in hoeverre dit beschrijft hoe men hierover denkt. Van Uijen en Toffolo (2015) vonden op zowel de voor- als nameting een goede interne consistentie op beide schalen, α = .84 en α = .90. De test-hertestbetrouwbaarheid was voor beide schalen voldoende, namelijk .89 voor Threat Estimation en .75 voor Responsibility (Obsessive Compulsive Cognitions Working Group, 2001).

Checking Cognitions Scale (CCS). Deze vragenlijst is ontwikkeld door Van Uijen en

Toffolo (2015) en is aangepast voor dit onderzoek. In de bestaande vragenlijst staan zeven objecten waarover men aangeeft in hoeverre dit belangrijk is om te checken, de waarschijnlijkheid dat een gevaarlijke situatie ontstaat als dit niet wordt gecheckt en de mate van ernst van de gevolgen van de gevaarlijke situatie. De vragenlijst voor het huidige onderzoek bevatte vier objecten waarover deze vragen werden gesteld. Per deelnemer waren dit verschillende objecten, namelijk de objecten die hij of zij heeft aangevinkt bij de checklist: twee persoonsspecifieke objecten, die een deelnemer normaliter checkte, en twee niet-persoonsspecifieke objecten, die een deelnemer nooit checkte. De volgende drie vragen zijn per object gesteld: ‘Checken of … (bijvoorbeeld: lampen uit zijn) vind ik: helemaal niet belangrijk of heel erg belangrijk’, ‘Hoe

waarschijnlijk is het dat een gevaarlijke situatie ontstaat … (bijvoorbeeld: als je niet

checkt of de lampen uit zijn)?’ van zeer onwaarschijnlijk of zeer waarschijnlijk en ‘Hoe

ernstig zijn de mogelijke gevolgen als … (bijvoorbeeld: je niet checkt of de lampen uit

Visueel Analoge Schaal (VAS). De totale score op de CCS-vragenlijst is berekend door het gemiddelde van alle vragen te nemen. In de vragenlijst werd verwezen naar object A, B, C en D. Object A refereerde aan het object dat deelnemers uit zichzelf al regelmatig checkten en tien dagen vaker en herhaaldelijk hebben gecheckt. Object B was het object dat deelnemers normaal gesproken niet checkten, maar voor het onderzoek tien dagen wel herhaaldelijk hebben gecheckt. Object C werd regelmatig al gecheckt door de deelnemers en dit object hoefden ze gedurende de tien dagen niet vaker te checken. Als laatste refereerde Object D aan het object dat deelnemers nooit checkten en de tien dagen gedurende het onderzoek ook niet hoefden te checken. De vragenlijst heeft een goede interne consistentie (α = .89) en hoge test-hertest betrouwbaarheid (r = .87) (Van Uijen en Toffolo, 2015).

Korte checklist. Dit is een korte vragenlijst die meet in hoeverre deelnemers de

checkgedragingen dagelijks hebben uitgevoerd. Per deelnemer werd de vragenlijst aangepast aan de objecten die hij of zij checkte tijdens het onderzoek. Voor de twee objecten die de deelnemers checkten werden per object drie vragen gesteld: ‘Hoe vaak

had je de mogelijkheid om dit object te checken?’, ‘Hoe vaak heb je dit object daadwerkelijk gecheckt?’ en ‘Kun je per keer dat je het object heb gecheckt, aangeven hoe vaak je dit achter elkaar hebt gedaan?’

Sociaal wenselijkheidsschaal. Deze schaal meet in hoeverre deelnemers de korte

checklist naar waarheid hebben ingevuld. Op een VAS-schaal van 0 (helemaal niet mee eens) tot 100 (helemaal mee eens) konden deelnemers aangeven in hoeverre zij het eens waren met de volgende stelling: ‘Ik heb de vragen over het wel en niet uitvoeren van

het checken gedurende de afgelopen 10 dagen naar waarheid ingevuld.’

NEO Personality Inventory-3 - Neuroticism Scale (NEO-PI-3-N) (Nederlandse versie).

Deze subschaal van de NEO-PI-3 meet in hoeverre iemand neurotische trekken vertoont en bestaat uit 48 items, die elk een uitspraak bevatten, bijvoorbeeld: ‘Ik voel me zelden

verlegen in gezelschap’. Op een Likertschaal (1 (helemaal oneens) tot en met 5 (helemaal

eens)) konden deelnemers aangeven in hoeverre zij het eens waren met die uitspraak. De interne consistentie van de neuroticisme-schaal is hoog (α = .92) (Hoekstra et al., 1996).

Qualtrics. In dit programma zijn de vragenlijsten die gebruikt zijn voor dit onderzoek

gemaakt, verspreid en afgenomen (https://www.qualtrics.com, versie 2017).

2.3 Procedure

Voorafgaand aan het onderzoek zijn de deelnemers gescreend, waarbij ze thuis een vragenlijst (OCI-R) op de computer invulden die meet in hoeverre iemand obsessief compulsieve symptomen heeft. Voorafgaand aan het onderzoek kregen de deelnemers ook een checklist toegestuurd. Op deze checklist stonden een aantal objecten die gecheckt konden worden (bijvoorbeeld of het gasfornuis uit is). De bedoeling was dat de deelnemers minimaal twee objecten aankruisten die ze weleens checkten en minimaal twee objecten die ze nooit checkten, maar die wel mogelijk waren voor de deelnemer om te checken. Hierbij gaven ze ook aan hoe vaak ze dit checkten. De deelnemers die voldeden aan alle criteria werden uitgenodigd voor een voormeting in het lab op het Roeterseilandcomplex.

Na het invullen van de screening vragenlijst werden deelnemers die voldeden aan alle inclusiecriteria uitgenodigd voor een voormeting in het lab. Tijdens de voormeting in het lab kregen de deelnemers allereerst een informatiebrochure, waarin kort stond beschreven wat tijdens het onderzoek zou gebeuren. In de brochure werd een ander doel (valideren van vragenlijsten) beschreven dan het daadwerkelijke doel van het onderzoek (of checken leidt tot meer obsessies en cognities). Als deelnemers op de hoogte waren geweest van het eigenlijke doel, hadden zij zich mogelijk anders gedragen tijdens het onderzoek. Daarna werd de deelnemers gevraagd een toestemmingsverklaring (informed consent) in te vullen, waarbij de deelnemer akkoord

ging met deelname aan het onderzoek en gebruik van de daarmee verkregen gegevens. Van tevoren had de proefleider willekeurig twee objecten geselecteerd die de deelnemer tijdens het onderzoek herhaaldelijk zou gaan checken: één die de deelnemer weleens checkte (object A), en één die de deelnemer nooit checkte (object B). Daarnaast had de proefleider willekeurig twee objecten die de deelnemers niet (vaker) hoefden te checken geselecteerd: één die de deelnemer weleens checkte (object C) en één die de deelnemer nooit checkte (object D). Vervolgens is aan de deelnemers gevraagd of ze de twee willekeurig geselecteerde objecten die ze normaliter weleens checkten konden toelichten: ‘Op welke manier check je dit?’ De antwoorden werden door de proefleider genoteerd. Hierna werden op een computer een aantal vragenlijsten afgenomen, de OBQ-44, de CCS en de NEO-PI-3-N (neuroticisme-schaal). Na het invullen van de vragenlijsten kreeg de deelnemer de instructie om object A en B tien dagen lang te checken: vier keer op een dag, waarbij de checkgedraging steeds vier keer achter elkaar herhaald werd. De deelnemer werd gevraagd object A te checken op de manier waarop hij of zij dit normaal gesproken zou doen. Voor object B was de manier van checken opgesteld door de proefleiders, waarbij wel aan de deelnemer werd gevraagd of deze manier haalbaar was. Indien dit niet het geval was, werd de manier ter plekke zo aangepast dat het wel haalbaar was voor de deelnemer. Aan de deelnemers is vervolgens uitgelegd dat zij in die tien dagen object C en D niet (vaker) hoefden te checken. Ze werden ook geïnformeerd over de korte vragenlijst die ze elke dag tussen 16:00 ‘s middags en 04:00 ’s nachts konden invullen. Vervolgens hebben de deelnemers tien dagen lang object A en B herhaaldelijk gecheckt, waarna ze voor een nameting weer naar het lab kwamen. Hier werden op een computer de CCS, de OBQ-44 en de sociaal wenselijkheidsschaal afgenomen. Na een week, waarin de deelnemers geen objecten meer hoefden te checken, werden tijdens de follow-up meting de CCS en de OBQ-44 nogmaals afgenomen. Dit keer konden de deelnemers de vragenlijsten, die zij via een link in een e-mail toegestuurd kregen, thuis op de computer invullen. Aan het einde van

de vragenlijst stond de debriefing. Hierin werd onder andere uitgelegd wat het daadwerkelijke doel van het onderzoek was en werden de deelnemers bedankt voor hun deelname.

2.4 Data-analyse

Voor het analyseren van de data is het statistiekprogramma SPSS (versie 24) gebruikt. Voor de vragenlijsten zijn verschillende statistische toetsen gebruikt. Deze staan hieronder beschreven.

Om te toetsen of herhaaldelijk checken zal leiden tot een toename in cognities op de CCS, en of dit effect sterker is voor persoonsspecifieke items dan voor niet-persoonsspecifieke items, is een 3x2x2 Repeated Measures ANOVA uitgevoerd. De drie onafhankelijke variabelen waren hierbij Tijd (voor-, na- en follow-up meting), Checken (ja of nee) en Persoonsspecifiek (wel of niet). De afhankelijke variabele was de gemiddelde score per object op de CCS. Vervolgens is gekeken naar de gemiddelde score per object op de CCS per vraag. De CCS bestaat uit drie verschillende vragen, er zijn dus nog drie 3x2x2 Repeated Measures ANOVA’s uitgevoerd. Hiermee is getoetst of herhaaldelijk checken zal leiden tot een toename in cognities per vraag van de CCS en of dit effect sterker is voor persoonsspecifieke items.

Door middel van een One-way Repeated Measures ANOVA is getoetst of herhaaldelijk checken leidt tot meer obsessieve overtuigingen. Hierbij was de onafhankelijke variabele Tijd (voor-, na- en follow-up meting) en de afhankelijke variabele de totale score op de OBQ-44.

Voor de analyse van de neuroticisme-schaal van de NEO-PI-3 is een regressieanalyse uitgevoerd om te toetsen wat het verband was tussen de score op de NEO en de verschilscore tussen de voor- en nameting op de CCS. Daarnaast is een correlatieanalyse uitgevoerd om te toetsen of er een positief en significant verband is tussen score op de NEO-PI-3-N en de OCI-R.

3. Resultaten

3.1 Proefpersonen

In totaal hebben 122 studenten zich aangemeld voor het onderzoek, waarvan 113 studenten de screening vragenlijst hebben ingevuld. Er waren 40 studenten die een score van 18 of hoger op de OCI-R hadden of in het heden of verleden waren gediagnosticeerd met een DSM-5 stoornis. Zij zijn uitgesloten van het onderzoek. Vijftien studenten die wel voldeden aan de criteria reageerden niet op de uitnodiging voor de voormeting. Verder zijn er tijdens het onderzoek geen deelnemers uitgevallen. Hierdoor kwam het uiteindelijke deelnemersaantal op 58 deelnemers, waarvan 48 vrouwen, met een gemiddelde leeftijd van 19.71 (SD = 1.6). De gemiddelde score op de OCI-R was 8.98 (SD = 4.33) en de range was 1-17. Tijdens de screening gaven deelnemers aan welke objecten zij regelmatig checkten. In tabel 1 staan de objecten die het meest werden aangevinkt als objecten die regelmatig werden gecheckt en de vijf objecten die het meest werden aangevinkt als objecten die nooit werden gecheckt. In tabel 2 staan de gemiddelde scores en bijbehorende standaarddeviaties op de afgenomen vragenlijsten weergegeven.

Outliers zijn gecorrigeerd naar 2.5 SD boven of onder het gemiddelde. Er werd aan de assumpties voldaan, behalve wanneer anders vermeld.

Tabel 1

Top vijf objecten die deelnemers regelmatig checken en top vijf objecten die deelnemers nooit checken

Regelmatig checken (N) Nooit checken (N)

1. Checken of je wekker is gezet (47) 1. Checken of messen en scharen niet op een gevaarlijke plek liggen (28)

2. Bij vertrek checken of al je spullen in je tas, broekzak of jaszak zitten (36)

2. Checken of de rookmelder werkt (28)

3. Checken of de deur op slot zit (34) 3. Checken of verpakkingen van medicijnen goed dicht zitten (23)

4. Checken of je pinpas (of andere pasjes) weer in je portemonnee zit(ten) na gebruik (30)

4. Checken of de telefoonoplader uit het stopcontact verwijderd is (20)

5. Checken of je telefoon op stil staat (bijvoorbeeld tijdens een werkgroep of vergadering) (25)

5. Checken of de ramen goed dicht zitten (20)

Tabel 2

Gemiddelde Scores (SD) op de Afgenomen Vragenlijsten van Proefpersonen (N = 58)

OCI-R 8.98 (4.33) CCS Voor 35.31 (10.56) Na 35.19 (14.98) Fu 32.81 (14.78) CCS-A Voor 48.3 (17.75) Na 47.2 (19.93) Fu 43.77 (21.32) CCS-B Voor 22.05 (20.02) Na 24.9 (20.75) Fu 22.56 (20.26) CCS-C Voor 44.36 (19.78) Na 42.99 (23.6) Fu 38.37 (22.21) CCS-D Voor 26.54 (19.58) Na 25.67 (19.57) Fu 26.54 (19.97) OBQ-44 Voor 39.47 (12.38) Na 41.28 (15.06) Fu 36.84 (14.43) NEO-PI-3 Korte checklijst Object A Object B 124.59 (21.45) 4.16 (1.74) 3.5 (1.32)

Noot. OCI-R = Obsessive-Compulsive Inventory-Revised; CCS = Checking Cognitions Scale; CCS-A

= Checking Cognitions Scale voor Object A; B = Checking Cognitions Scale voor Object B; CCS-C = CCS-Checking CCS-Cognitions Scale voor Object CCS-C; CCS-CCCS-CS-D = CCS-Checking CCS-Cognitions Scale voor Object D; OBQ-44: Obsessive-Beliefs Questionnaire-44 Responsibility/Threat Estimation Scale; NEO-PI-3: Neo Personality Inventory-3 Neuroticism Scale; Voor = Voormeting; Na = Nameting; Fu = Follow-up.

3.2 Manipulatiechecks

Op basis van de korte vragenlijst die deelnemers elke dag dat ze checkten werden gevraagd in te vullen, kon worden berekend hoe vaak de deelnemers op een dag checkten en hoe vaak ze dit achter elkaar deden. De vragenlijst is in totaal 560 keer ingevuld, wat betekent dat het grootste deel van de deelnemers de vragenlijst elke dag heeft ingevuld (96.5%). Gemiddeld checkten deelnemers object A (een persoonsspecifiek object) 4.16 keer (SD = 1.74) per dag en object B (een niet-persoonsspecifiek object) 3.5 keer (SD = 1.32 ). Dit komt redelijk overeen met de afgesproken vier keer per dag. Daarnaast was het de bedoeling dat deelnemers elke keer dat ze het object checkten, dit vier keer achter elkaar zouden doen. Het gemiddeld aantal herhalingen voor object A was 3.33 (SD = 1.19) en voor object B 3.66 (SD = 0.88). Deze cijfers komen eveneens redelijk overeen met de afgesproken vier herhalingen.

Op de nameting hebben deelnemers de sociaal wenselijkheidsschaal ingevuld. De gemiddelde score hierop was 90.88 (SD = 11.6), wat erop duidt dat de deelnemers over het algemeen aangaven de vragen over het checken naar waarheid te hebben ingevuld.

3.3 Checking Cognitions Scale (CCS) Hoofdanalyse

Op de voormeting zijn negen outliers aangepast naar 2.5 SD boven of onder het gemiddelde, op de nameting zijn er zeven aangepast en op de follow-up zijn negen outliers aangepast. Op de voormeting was de assumptie van normaliteit voor object B,

W(58) = 0.85, p < .001, en object D, W(58) = 0.93, p = .002, geschonden. Op de nameting

waren de scores van object B, W(58) = 0.9, p < .001, en D, W(58) = 0.93, p = .003, tevens niet normaal verdeeld. Dit gold ook voor de follow-up meting, waar de scores van object B, W(58) = 0.88, p < .001, en object D, W(58) = 0.92, p = .001, niet normaal verdeeld waren. De Repeated Measures ANOVA kon echter wel uitgevoerd worden, omdat deze toets bestand is tegen schending van normaliteit wanneer de steekproef groot genoeg is.

Voor de variabele Tijd was de assumptie van sfericiteit geschonden, X2_{(2) = 11.06, p =} .004 en daarom is hiervoor de Huynh-Feldt-correctie toegepast. In figuur 1 staan de gemiddelde scores op de CCS weergegeven.

Figuur 1

Gemiddelde Scores (SE) op de Checking Cognitions Scale (CCS) per Object op de Voormeting (Voor), Nameting (Na) en Follow-up Meting (Fu)

Het bleek dat er geen significant hoofdeffect was voor Tijd: F(1.742, 99.32) = 2.35, p = .11, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .04, net als voor Checken, F(1, 57) = 0.11, p = .74, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .02. Het

hoofdeffect voor Persoonsspecifiek was wel significant, F(1, 57) = 84.02, p = < .001, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 =

.6. Dit betekent dat de gemiddelde score op de CCS hoger was wanneer objecten wel persoonsspecifiek waren, M = 44.17, SD = 14.93, dan wanneer objecten niet persoonsspecifiek waren, M = 24.71, SD = 14.55.

Tegen de verwachting in was er geen significant interactie-effect van Tijd x Checken, F(2, 114) = 0.83, p = .44, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .01. Daarnaast werd er tegen de verwachting in

0 10 20 30 40 50 60 Voor Na Fu

CCS

F(2, 114) = 1.12, p = .33, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 _{= .19. Opvallend was dat er wel een significant}

interactie-effect was van Tijd x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 5.91, p = .004, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .09. Dit betekent

dat er over de metingen significante verschillen op de CCS waren tussen objecten die wel en niet persoonsspecifiek waren, waarbij het niet uitmaakt of deelnemers de objecten checkten of niet. Uit simpele contrasten blijkt dat er tussen de voor- en follow-up meting een significant verschil is tussen persoonsspecifieke en niet persoonsspecifieke objecten, F(1,57) = 10.6, p = .002, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .16. Tussen de nameting en

follow-up meting is er tevens een significant verschil in score op de CCS tussen persoonsspecifieke en niet persoonsspecifieke objecten, F(1,57) = 5.21, p = .03, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .08.

Uit gepaarde t-toetsen blijkt dat voor persoonsspecifieke objecten de gemiddelde score op de voormeting (M = 46.33, SD = 13.51) significant hoger was dan de gemiddelde score op de follow-up meting (M = 41.07, SD = 17.85), t(57) = 3.08, p = .003, r = .37. Daarnaast bleek dat de gemiddelde score voor persoonsspecifieke objecten significant hoger was op de nameting (M = 45.09, SD = 17.59) dan op de follow-up meting (M = 41.07, SD = 17.85), t(57) = 2.85, p = .006, r = .35. Dit gold niet voor de niet-persoonsspecifieke objecten. Er was geen significant verschil tussen de gemiddelde score op de voormeting (M = 24.29, SD = 14.6) en de follow-up meting (M = 24.55, SD = 16.75), en de nameting (M = 25.28, SD = 16.49) en de follow-up meting (M = 24.55, SD = 16.75), t(57) = ≤.73 en p ≥ .05. figuur 2 is het interactie-effect van Tijd x Persoonsspecifiek weergegeven. Volgens de verwachting was er geen significant interactie-effect van Checken x Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 3.28, p = .08, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .05.

Figuur 2

Interactie-effect Voor Tijd x Persoonsspecifiek: Voor = Voormeting; Na = nameting; Fu = Follow-up Meting; Wel PS = Wel Persoonsspecifiek; Niet PS = Niet Persoonsspecifiek; CCS = Checking Cognitions Scale

Sub-analyse CCS vraag 1, 2 en 3

Vervolgens zijn de drie vragen van de CCS apart geanalyseerd, wederom met behulp van een 3x2x2 Repeated Measures ANOVA. De eerste vraag ging over het belang van het checken, de tweede vraag over de kans op gevaar als een object niet gecheckt wordt en de derde vraag ging over de ernst van het gevaar.

CCS subschaal belang van checken

Voor het interactie-effect van Tijd x Checken was de assumptie van sfericiteit geschonden, X2_{(2) = 7.53, p = .02. Dit gold ook voor het interactie-effect van Tijd x} Persoonsspecifiek, X2_{(2) = 6.88, p = .03. Voor de analyse van deze effecten is daarom de} Huynh-Feldt correctie toegepast.

Er was een significant hoofdeffect voor Tijd, F(2, 114) = 11.72, p < .001, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .17.

Deelnemers scoorden significant hoger op de voormeting, M = 48.02, SD = 10.81, dan op 20 25 30 35 40 45 50 Voor Na Fu

CCS

de nameting, M = 43.72, SD = 14.85. Dit verschil was ook aanwezig tussen de voormeting, M = 48.02, SD = 10.81, en follow-up meting, M = 40.62, SD = 14.62. Daarnaast was er ook een significant hoofdeffect voor Checken, F(1, 57) = 6.63, p = .01, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .1, waarbij de gemiddelde score op de eerste vraag van de CCS hoger was voor

objecten die deelnemers wel checkten, M = 46.59, SD = 14.01, dan voor objecten die deelnemers niet checkten, M = 41.64, SD = 13.71. Verder was er ook een significant hoofdeffect voor Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 258.99, p < .001, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .82. De gemiddelde

score op de eerste vraag van de CCS was hoger voor objecten die wel persoonsspecifiek waren, M = 64.02, SD = 15.61, dan objecten die niet persoonsspecifiek waren, M = 24.22 ,

SD = 14.47.

Tegen de verwachting in was het interactie-effect voor Tijd x Checken niet significant, F(1.83, 104.29) = 0.25, p = .76, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .004. Er was ook geen significant

interactie-effect voor Tijd x Checken x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 1.83, p = .17, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 =

.03. Ook hier was het interactie-effect voor Tijd x Persoonsspecifiek wel significant,

F(1.85, 105.29) = 17.12, p < .001, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .23. Uit simpele contrasten blijkt dat er net als bij

de hoofdanalyse tussen de voor- en nameting een significant verschil is tussen persoonsspecifieke en niet persoonsspecifieke objecten, F(1,57) = 16.03, p < .001, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 =

.22. Er was tevens een significant verschil tussen de voor- en follow-up meting tussen persoonsspecifieke en niet persoonsspecifiek objecten, F(1,57) = 25.14, p < .001, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 =

.31. Er was geen significant interactie-effect voor Checken x Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 1.47, p = .23, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .03.

CCS subschaal kans op gevaar

Voor het hoofdeffect van Tijd was de assumptie van sfericiteit geschonden, X2₍₂₎ = 16.08, p < .001. Dit gold ook voor het interactie-effect van Tijd x Persoonsspecifiek,

X2_{(2) = 6.39, p = .04. Daarom is voor de analyse van deze effecten de Huynh-Feldt} correctie toegepast.

Er was een significant hoofdeffect voor Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 5.74, p = .02, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .09. De gemiddelde score op de tweede vraag van de CCS was hoger voor

objecten die wel persoonsspecifiek waren, M = 26.57, SD = 15.84, dan objecten die niet persoonsspecifiek waren, M = 21.05, SD = 14.93. Er was geen significant hoofdeffect voor Tijd, F(1.64, 93.45) = 1.29, p = .28, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .02. Verder was er ook geen significant

hoofdeffect voor Checken, F(1, 57) = 0.38, p = .54, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .007.

In lijn met de verwachting was er een significant interactie-effect voor Tijd x Checken, F(2, 114) = 3.33, p = .04, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .06 (zie figuur 3). Dit betekent dat er over de

metingen significante verschillen op deze subschaal van de CCS waren tussen objecten die wel en niet werden gecheckt. Uit simpele contrasten blijkt dat er tussen de voor- en nameting een significant verschil was tussen objecten die werden gecheckt en objecten die niet werden gecheckt, F(1,57) = 5.81, p = .02, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .09. De gemiddelde score op vraag

2 van de CCS was lager op de voormeting, M = 20.1, SD = 15.92, dan op de nameting, M = 25.52, SD = 16.75. Uit gepaarde t-toetsen blijkt echter dat er geen significant verschil was tussen de gemiddelde score op vraag 2 van de CCS voor objecten die wel gecheckt werden op de voormeting (M = 35.17, SD = 14.53) en op de nameting (M = 36.05, SD = 16.42), t(57) = -0.57, p = .568, r = .08. Dit gold ook voor objecten die niet gecheckt werden. Er bleek hiertussen geen significant verschil te zijn tussen de voormeting (M = 35.45, SD = 13.76) en de nameting (M = 34.33, SD = 18.05), t(57) = 0.64, p = .522, r = .08. Er was geen significant interactie-effect voor Tijd x Checken x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 1.84, p = .16, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .03. Ook hier was het interactie-effect voor Tijd x

Persoonsspecifiek significant, F(1.86, 106.07) = 6.09, p = .004, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .1. Uit contrasten

(repeated) bleek dat er tussen de voor- en nameting een significant verschil was tussen persoonsspecifieke en niet persoonsspecifieke objecten, F(1,57) = 10.65, p = .002, 𝜂𝜂𝑝𝑝2

= .110. Ook hier was er geen significant interactie-effect voor Checken x Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 1.46, p = .16, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .03.

Figuur 3

Interactie-effect Voor Tijd x Checken: Voor = Voormeting; Na = nameting; Fu = Follow-up Meting; CCSkans = Checking Cognitions Scale Vraag 2

CCS subschaal ernst van gevaar

Voor het interactie-effect voor Tijd x Checken x Persoonsspecifiek was de assumptie van sfericiteit geschonden, X2_{(2) = 8.05, p = .02, dus de Huynh-Feldt correctie} is hierop toegepast.

Er was een significant hoofdeffect voor Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 23.3, p < .001, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .29. De gemiddelde score op de derde vraag van de CCS was hoger voor

objecten die wel persoonsspecifiek waren, M = 41.87, SD = 19.04, dan objecten die niet persoonsspecifiek waren, M = 28.49, SD = 19.65. Er was geen significant hoofdeffect voor Tijd, F(2, 114) = 1.33, p = .27, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .02 of Checken, F(1, 57) = 0.25, p = .62, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .004.

Tegen de verwachting in was er geen significant interactie-effect voor Tijd x Checken, F(2, 114) = 0.08, p = .93, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .001. Er was ook geen significant interactie-effect

20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 Voor Na Fu CCSk an s Checken Niet checken

voor Tijd x Checken x Persoonsspecifiek, F(1.82, 103.51) = 0.67, p = .5, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .01.

Opvallend was dat het interactie-effect voor Checken x Persoonsspecifiek significant was, F(1, 57) = 5.54, p = .002, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .09. Er was geen significant interactie-effect voor Tijd

x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 1.51, p = .23, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .03. 3.4 OBQ-44

Op de voormeting is één outlier aangepast naar 2.5 SD boven het gemiddelde en op de follow-up zijn twee outliers aangepast naar 2.5 SD boven het gemiddelde. De OBQ was niet normaal verdeeld op de voormeting, W(58) = 0.94, p = .006, de nameting,

W(58) = 0.94, p = .008 en de follow-up meting, W(58) = 0.9, p < .001. Echter, volgens de Centrale Limietstelling kan worden aangenomen dat aan de aanname van normaliteit is

voldaan, omdat de steekproef groot genoeg was. Daarnaast was de assumptie van sfericiteit was geschonden, X2 _{(2) = 7.03, p = .03. Daarom is de Huynh-Feldt-correctie} toegepast.

Het bleek dat er een significant hoofdeffect was voor Tijd, F (1.84, 105.06) = 8.93, p < .001, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .14. Dit betekent dat er een verschil was tussen de scores op de

OBQ-vragenlijst tussen de drie metingen. Uit contrasten (repeated) blijkt dat dit verschil significant was tussen de voormeting en follow-up meting, F(1, 57) = 5.1, p = .03, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 =

.08. Op de follow-up meting werd, tegen de verwachting in, significant lager gescoord op de OBQ, M = 36.84, SD = 14.43, dan op de voormeting, M = 39.47, SD = 12.38. Daarnaast was dit verschil ook significant tussen de nameting en follow-up meting, F(1, 57) = 26.71, p < .001, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .32. Op de nameting werd significant hoger gescoord op de OBQ, M

= 41.28, SD = 15.06, dan op de follow-up meting, M = 36.84, SD = 14.43. Het verschil tussen de voor- en nameting was niet significant, F(1, 57) = 2.61, p = .112, 𝜂𝜂𝑝𝑝2 = .044 (zie

Figuur 4

Gemiddelde Scores en Standaardfout op de Obsessive-Beliefs Questionnaire-44 Responsibility/Threat Estimation Scale (OBQ-44) op de Voormeting (Voor), Nameting (Na) en Follow-up Meting (Fu)

3.5 NEO-PI-3

Voor de analyse van de neuroticisme-schaal van de NEO-PI-3 zijn een regressieanalyse en een correlatieanalyse uitgevoerd. Bij de regressieanalyse is gekeken naar de samenhang tussen de NEO-PI-3 en het verschil in score op de CCS tussen de voor- en nameting. Hieruit bleek dat het model niet significant was, R2 _{= 0.116 F(1, 57) =}

0.77, p = .384. Dit is niet in lijn met de verwachting. Vervolgens is een correlatieanalyse uitgevoerd om de samenhang tussen de NEO-PI-3 en de OCI-R te toetsen. Hieruit bleek dat er, in lijn met de verwachting, een significant en positief verband was tussen de NEO-PI-3 en de OCI-R, r(57) = 0.364, p = .005. Dit betekent dat een hogere score op de NEO-PI-3 samengaat met een hogere score op de OCI-R.

20 25 30 35 40 45 Voor Na Fu O BQ -44

4. Discussie

In dit onderzoek werd gekeken naar de invloed van herhaaldelijk checken op obsessies en cognities over checken en de rol van neuroticisme hierbij. Deelnemers werden gevraagd tien dagen lang twee objecten herhaaldelijk te checken en twee objecten niet (vaker dan normaal) te checken. Hierbij werd onderscheid gemaakt tussen persoonsspecifieke en niet-persoonsspecifieke objecten. Een persoonsspecifiek object was iets dat een deelnemer uit zichzelf al regelmatig checkte, bijvoorbeeld checken of de deur op slot was. Een niet-persoonsspecifiek object was iets dat een deelnemer normaliter nooit checkte, zoals het checken van de rookmelder. Van de twee objecten die de deelnemers tien dagen lang herhaaldelijk checkten, was er één persoonsspecifiek en één niet-persoonsspecifiek. Dit gold ook voor de objecten die deelnemers niet (vaker) hoefden te checken. Verwacht werd dat door het herhaaldelijk checken van de twee objecten, obsessies en negatieve gedachten over checken zouden toenemen, waarbij deze toename groter zou zijn voor het persoonsspecifieke object. Daarnaast werd verwacht dat obsessies en negatieve cognities over checken niet zouden toenemen bij de twee objecten die niet (vaker) gecheckt werden.

In tegenstelling tot de verwachting maakte het niet uit of men een object tien dagen lang checkte of niet voor de mate van algemene cognities over het belang van checken, de kans op mogelijk gevaar en de ernst van dit gevaar. Ook na een week, waarin deelnemers niet meer hoefden te checken, was er geen verschil in deze cognities voor objecten die wel of niet werden gecheckt. Tevens is onderzocht of deelnemers als gevolg van het checken meer obsessieve overtuigingen ontwikkelden. Tegen de verwachting in was er geen verschil in obsessieve overtuigingen voorafgaand aan het checken en na tien dagen checken. De obsessieve overtuigingen waren een week later afgenomen, maar in grotere mate dan was verwacht: een week later hadden deelnemers minder obsessies dan voorafgaand aan het checken. Deze resultaten zijn niet in lijn met

mechanism verklaren dat het uitvoeren van dwanghandelingen kan leiden tot obsessies.

De theorie stelt dat herhaaldelijk checken zorgt voor een toename in waargenomen verantwoordelijkheid, inschatting van de kans op gevaar en de ernst hiervan. Deze toename is niet gevonden in dit onderzoek. Bovendien komen de resultaten niet geheel overeen met de verschillen die Van Uijen en Toffolo vonden in 2015. Toen bleek dat het checken van objecten wel leidde tot een toename in algemene cognities over checken. Overeenkomstig met het huidige onderzoek namen de obsessieve overtuigingen niet toe. In het onderzoek van Van Uijen en Toffolo dienden deelnemers echter objecten slechts een keer per dag te checken. In een vervolgstudie van studenten aan de Universiteit van Amsterdam (Rameckers, 2016) werden deelnemers gevraagd vier objecten vijf keer achter elkaar te checken, elke keer dat ze ermee in aanraking kwamen. Zij vonden toen geen verandering in obsessies en cognities over checken. Deze resultaten zijn in lijn met de resultaten van het huidige onderzoek. Een verklaring voor het uitblijven van een toename in obsessies en negatieve cognities over checken, kan zijn dat er een exposure-effect is opgetreden. Door deelnemers vaker te laten checken en hen hiermee bewust te maken van mogelijk gevaar dat kan optreden wanneer men niet checkt, leerden ze wellicht dat het gevaar inderdaad uitblijft. Hierdoor werden deelnemers niet angstiger, maar juist minder angstig.

Op een van de drie subschalen, inschatting van de kans op gevaar, werd wel een effect gevonden. Deelnemers schatten de kans op gevaar hoger in voor objecten die zij hadden gecheckt dan voor objecten die zij niet hadden gecheckt. Dit resultaat is in lijn met de theorie van Rachman (2002), waarin hij voorspelt dat compulsies onder andere leiden tot een grotere inschatting van de kans op gevaar. In 2016 vonden studenten van het Bachelorproject op geen van de drie subschalen een toename in cognities, maar een jaar eerder vonden Van Uijen en Toffolo (2015) wel een verhoging op een andere subschaal, namelijk de inschatting van de ernst van gevaar. Een verklaring voor deze wisselende resultaten is dat in alle drie de onderzoeken de manipulatie anders was. Bij

Van Uijen en Toffolo checkten deelnemers de objecten eenmalig, bij het Bachelorproject herhaaldelijk en in de huidige studie checkten deelnemers ook objecten die persoonsspecifiek waren, dus niet willekeurig. Dit is wellicht een verklaring dat de resultaten niet overeenkomen.

Daarnaast was opvallend dat er wel een verschil was over tijd in cognities over checken tussen persoonsspecifieke objecten en niet-persoonsspecifieke objecten. Tegen de verwachting in maakte het daarbij echter niet uit of deelnemers dit object wel of niet tien dagen lang herhaaldelijk checkten. Deelnemers hadden voor de persoonsspecifieke objecten meer cognities over checken dan voor niet-persoonsspecifieke objecten. Opvallend was hierbij dat de negatieve cognities over het checken van de persoonsspecifieke objecten voorafgaand aan het onderzoek meer aanwezig waren dan een week na het checken. Eerder werd gesteld dat mensen wat betreft walging al een bepaalde predispositie hebben voor de ontwikkeling van negatieve cognities, dit wordt een kernwalging genoemd. Dit kwam naar voren in een onderzoek van Olatunji et al. (2005), waaruit bleek dat een hogere mate van walging leidde tot bijvoorbeeld overmatig handen wassen. Mogelijk is deze predispositie ook aanwezig bij mensen die objecten uit zichzelf regelmatig checken en hebben zij hier al bepaalde negatieve cognities over. In het huidige onderzoek bleek inderdaad dat deelnemers meer cognities hadden over persoonsspecifieke objecten, maar dat deze een week later waren afgenomen in plaats van toegenomen. Mogelijk is hier tevens sprake geweest van een exposure-effect: door de persoonsspecifieke objecten vaker te checken en vragenlijsten in te vullen over het checken, werden deelnemers bewust van mogelijke gevaren en leerden ze dat het gevaar inderdaad uitblijft, waardoor ze er minder bang voor werden.

Aanvullend is de rol van neuroticisme onderzocht. In tegenstelling tot de verwachting bleek dat er geen verband was tussen neuroticisme en het ontwikkelen van cognities over checken. Daarentegen was er wel een positief verband tussen

trekken gaat samen met meer obsessief-compulsieve symptomen. Deze samenhang komt overeen met eerder onderzoek, waarin ook een positieve relatie tussen neuroticisme en obsessief-compulsieve symptomen werd gevonden (Scarrabelotti et al., 1995; Wade et al., 1998). Dit verband kan verklaard worden doordat beide variabelen gekenmerkt worden door angst: mensen met OCS ervaren veel angst over mogelijk gevaar dat kan optreden (Rachman, 2002). Mensen met een neurotische persoonlijkheid zijn ook sterk geneigd gegeneraliseerde angst te ervaren (Hoekstra et al., 2014) Dit verklaart mogelijk ook het uitblijven van een verband tussen neuroticisme en de ontwikkeling van negatieve cognities over checken: deze cognities gingen specifiek over checkgedrag en niet over algemene angstige cognities.

Deze resultaten indiceren dat herhaaldelijk checken niet leidt tot meer obsessies en cognities over checken. Wel lijken deelnemers de kans op gevaar groter in te schatten nadat zij objecten herhaaldelijk hadden gecheckt. Dit zou betekenen dat de theorie van Rachman voor een deel klopt: als gevolg van herhaaldelijk checken namen cognities over de kans van gevaar toe, maar het belang van checken en de ernst van het gevaar werden niet hoger ingeschat. Een theorie die beter past bij de resultaten van dit onderzoek, zou kunnen luiden: herhaaldelijk checken leidt tot een grotere inschatting van de kans op gevaar. Verder bleken deelnemers die meer neurotische trekken hadden, ook meer obsessief-compulsieve symptomen te rapporteren.

Een verklaring voor deze resultaten kan zijn dat de manipulatie niet is gelukt of niet sterk genoeg was. Deelnemers hebben een relatief korte periode, tien dagen, de objecten gecheckt. Bovendien hoefden ze niet de hele dag door te checken. De instructie was om vier keer op een dag het checkgedrag uit te voeren. Deelnemers waren dus niet de hele dag door bezig met checken, waardoor de obsessies en cognities over checken wellicht minder kans hadden om relevant te worden voor de deelnemers. Het is mogelijk dat een toename in obsessies en cognities over checken pas plaatsvindt wanneer men objecten vaker dan vier keer op een dag checkt en langer dan tien dagen.

Zo zijn mensen met OCS over het algemeen veel tijd kwijt aan het uitvoeren van de dwanghandelingen, minstens een uur per dag (American Psychiatric Association, 2013). De deelnemers van dit onderzoek waren maar een paar minuten per dag bezig met het checken. Dit is dus een stuk minder. Bovendien is het niet met zekerheid te zeggen dat de deelnemers daadwerkelijk de objecten zo vaak hebben gecheckt als ze hebben aangegeven, mogelijk hebben ze op de dagelijkse vragenlijst sociaal wenselijk geantwoord. Er was dus weinig toezicht op het checkgedrag van de deelnemers. Dit zou in vervolgonderzoek meer kunnen worden gestimuleerd, door deelnemers op een papier de te checken objecten mee te geven en ze te instrueren dit papier op een zichtbare plek in huis op te hangen. Zo worden de deelnemers vaker herinnerd aan de checkgedragingen, waardoor deze mogelijk vaker worden uitgevoerd. Om de manipulatie sterker te maken, kunnen deelnemers in vervolgonderzoek gevraagd worden vaker dan vier keer op een dag te checken.

Daarnaast kan een verklaring zijn dat de deelnemers van dit onderzoek over het algemeen in mindere mate gevoelig waren voor het ontwikkelen van obsessies en cognities over checken. Studenten die veel obsessief-compulsieve neigingen hadden, werden vooraf uitgesloten van het onderzoek. Bovendien hadden de deelnemers die wel voldeden aan de criteria, gemiddeld weinig obsessief-compulsieve neigingen. Het effect zal mogelijk pas optreden bij mensen met een bepaalde mate van obsessief-compulsieve symptomen. Uit een onderzoek van Purdon en Clark (1994) bleek bijvoorbeeld dat mensen met een hoge mate (maar niet klinisch) van obsessief-compulsieve symptomen meer obsessieve gedachten hadden en meer waarde hechtten aan die gedachten. In volgend onderzoek zou dit ondervangen kunnen worden door een steekproef te hebben die meer divers is op het gebied van obsessief-compulsieve neigingen: wellicht is een populatie met niet-studenten meer divers, waarbij de mate van obsessief-compulsieve neigingen gelijkmatiger verdeeld is over de steekproef. Om het welzijn van deelnemers

te waarborgen, is het wel van belang om de cutoff op een score van 18 of hoger te houden.

Kortom, uit dit onderzoek blijkt dat herhaaldelijk checken niet leidt tot meer obsessies en cognities over checken. Wel is er een positief verband tussen neuroticisme en obsessief-compulsieve symptomen. Bovendien werd de kans op gevaar wel hoger ingeschat nadat deelnemers tien dagen lang hadden gecheckt. In een volgende studie zou nader kunnen worden onderzocht of dit effect een toevalsbevinding is, of dat het ook bij een andere populatie wordt gevonden. Hierbij zou de manipulatie sterker kunnen worden gemaakt, door deelnemers vaker op een dag te laten checken en ze langer dan tien dagen te laten checken. Bovendien is het onzeker of deelnemers van dit onderzoek de checkgedragingen net zo vaak hebben uitgevoerd als hen werd gevraagd, waardoor niet met zekerheid te zeggen is of de manipulatie is gelukt. Daarnaast is het mogelijk dat vier keer op een dag een object checken niet voldoende is om cognities hierover te ontwikkelen. Het is daarom belangrijk om hier nader onderzoek naar te doen, waarbij deze methodologische beperkingen anders worden aangepakt. Wanneer er meer bekend is over het mechanisme dat de stoornis in stand houdt, maar ook mogelijk veroorzaakt, kan hierop worden ingespeeld bij de behandeling en de preventie van de ontwikkeling van OCS.

5. Literatuurlijst

American Psychiatric Association. (2013). Obsessive-Compulsive and Related Disorders. In Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (5th ed.). http://dx.doi.org/10.1176/appi.books.9781585624836.jb06

Clark, D. M. (1999). Anxiety Disorders: Why They Persist and How to Treat Them.

Cordova-Middelbrink, J. A., Dek, E. C. P., & Engelbarts, M. M. B. (2007). Automatisering bij Subklinische Obsessief-Compulsieve Stoornis. (Unpublished Master’s Thesis). Utrecht University, Utrecht, Netherlands.

Deacon, B. & Maack, D. J. (2008). The Effects of Safety Behaviors on the Fear of

Contamination: An Experimental Investigation. Behaviour Research and Therapy,

46, 537-547.

Faul, F., Erdfelder, E., Buchner, A. & Lang, A.-G. (2009). Statistical Power Analyses Using G*Power 3.1: Tests for Correlation and Regression Analyses. Behavior Research

Methods, 41, 1149-1160.

Foa, E. B., Huppert, J. D., Leiberg, S., Langner, R., Kichic, R., Hajcak, G., et al.

(2002). The Obsessive-Compulsive Inventory: Development and Validation of a Short Version. Psychological Assessment, 14, 485-496.

Fullana, M. A., Mataix-Cols, D., Trujillo, J. L., Caseras, X., Serrano, F., Alonso, P., et al.

(2004). Personality Characteristics in Obsessive-Compulsive Disorder and Individuals with Subclinical Obsessive-Compulsive Problems. British Journal of

Clinical Psychology, 43, 387-398.

Hajcak, G., Huppert, J. D., Simons, R. F. & Foa, E. B. (2004). Psychometric Properties of the OCI-R in a College Sample. Behaviour Research and Therapy, 42, 115-123.

Leibing, E., Jamrozinkski, K., Vormfelde, S. V., Stahl, J. & Doering, S. (2008). Dimensions of Personality - Relationship Between DSM-IV Personality Disorder Symptoms the Five Factor Model, and the Biosocial Model of Personality. Journal of Personality

Disorders, 22, 101-108.

Validation of the Obsessive Beliefs Questionnaire and the Interpretation of Intrusions Inventory. Behaviour Research and Therapy, 39, 987-1006.

Obsessive Compulsive Cognitions Working Group. (2005). Psychometric Validation of the Obsessive Belief Questionnaire and Interpretation of Intrusions Inventory - Part 2: Factor Analyses and Testing of a Brief Version. Behaviour Research and

Therapy, 43, 1527-1542.

Olatunji, B. O., Etzel, E. N., Tomarken, A. J., Ciesielski, B. G. & Deacon, B. (2011). The Effects of Safety Behaviors on Health Anxiety: An Experimental Investigation.

Behaviour Research and Therapy, 49, 719-728.

Olatunji, B. O., Williams, N. L., Lohr, J. M. & Sawchuk, C. N. (2005). The Structure of

Disgust: Domain Specificity in Relation to Contamination Ideation and Excessive Washing. Behaviour Research and Therapy, 43, 1069-1086.

Purdon, C. & Clark, D. A. (1994). Obsessive Intrusive Thoughts in Non-Clinical Subjects, Part II. Cognitive Appraisal, Emotional Response and Thought Control Strategies.

Behaviour Research and Therapy, 32, 403-410.

Rachman, S. (1998). A Cognitive Theory of Obsessions: Elaborations. Behaviour Research

and Therapy, 36, 385-401.

Rachman, S. (2002). A Cognitive Theory of Compulsive Checking. Behaviour Research

and Therapy, 40, 625-639.

Rameckers, S. A. (2016). The Paradoxical Effects of Checking on Cognitions and

Overestimation of Threat. (Unpublished Bachelor’s Thesis). Universiteit van Amsterdam, Amsterdam, Nederland.

Obsessive Compulsive Disorder in the National Comorbidity Survey Replication.

Molecular Psychiatry, 15, 53-63.

Salkovskis, P. M., Wroe, A. L., Gledhill, A., Morrison, N., Forrester, E., Richards, et al.

(2000). Responsibility Attitudes and Interpretations are Characteristic of Obsessive Compulsive Disorder. Behaviour Research and Therapy, 38, 347-372. Scarrabelotti, M. B., Duck, J. M. & Dickerson, M. M. (1995). Individual Differences in

Obsessive-Compulsive Behaviour: The Role of the Eysenckian Dimensions and Appraisals of Responsibility. Personality and Individual Differences, 18, 413-421. SPSS Corp. Released 2016. IBM SPSS Statistics for Mac, Version 24.0. Armonk, NY: IBM

Corp.

Stein, D. J. (2002). Obsessive-Compulsive Disorder. The Lancet, 360, 397-405. Stein, M. B., Forde D. R., Anderson, G. R. P. N. & Walker, J. R. (1997). Obsessive-

Compulsive Disorder in the Community: An Epidemiologic Survey With Clinical Reappraisal. American Journal of Psychiatry, 154, 1120-1126.

Tolin, D. F., Woods, C. M. & Abramowitz, J. S. (2006). Disgust Sensitivity and Obsessive Compulsive Symptoms in a Non-Clinical Sample. Journal of Behavior Therapy and

Experimental Psychiatry, 37, 30-40.

Van Uijen, S. L. & Toffolo, M. B. J. (2015). Safety Behavior Increases Obsession-Related Cognitions About the Severity of Threat. Behavior Therapy, 46, 521-531.

Wade, D., Kyrios, M. & Jackson, H. (1998). A Model of Obsessive-Compulsive Phenomena in a Nonclinical Sample. Australian Journal of Psychology, 50, 11-17.