De rol van herhaaldelijk checken bij cognities en obsessies omtrent gevaar

De Rol van Herhaaldelijk Checken bij Cognities en Obsessies

Omtrent Gevaar

Charlotte den Hartog

Studentnummer: 10554203 Universiteit van Amsterdam Begeleid door: C.L. Giele Aantal woorden abstract: 173

Inhoudsopgave Abstract p. 3 Inleiding p. 4 Methode p.10 Resultaten p.16 Discussie p.27 Literatuurlijst p.32

Abstract

In huidig onderzoek werd gekeken in hoeverre herhaaldelijk checken, een kenmerk van obsessieve-compulsieve stoornis, resulteert in de ontwikkeling van cognities gerelateerd aan gevaar en obsessieve overtuigingen en in hoeverre deze cognities en overtuigingen

samenhangen met depressieve cognities. Aan dit onderzoek deden 58 gezonde studenten mee, welke twee objecten kregen toegewezen die zij gedurende tien dagen vier maal per dag, vier keer achter elkaar moesten checken en twee objecten die zij niet hoefden te checken.

Voorgaand, direct na en een week na het vertonen van het checkgedrag werd de mate van cognities, obsessies en depressie gemeten. Een algemeen effect van checken op cognities en obsessies werd niet gevonden. Er werd wel een toename gevonden van voormeting op nameting op cognities met betrekking tot de kans op gevaar over de objecten die deelnemers moesten checken in vergelijking met de objecten die zij niet moesten checken. Er bleek een positieve samenhang te zijn tussen depressieve cognities en obsessieve overtuigingen. Verder onderzoek naar het effect van herhaaldelijk checken op de ontwikkeling van cognities en obsessies is nodig.

Inleiding

Obsessieve-compulsieve stoornis (OCS) kenmerkt zich door een breed scala aan obsessies en compulsies (Calamari, Wiegartz, & Janeck, 1999). Obsessies zijn opdringerige en ongewilde gedachten, impulsen of mentale beelden (Feygin, Swain, & Leckman, 2006). De onderwerpen van obsessies zijn divers en kunnen uiteenlopen van besmetting tot gevaar (Abramowitz, Taylor, & McKay, 2009). Deze obsessies worden ervaren als egodystoon, waardoor zij leiden tot negatieve emoties als schaamte, schuld of angst (Feygin et al., 2006). Compulsies zijn openlijke gedragingen of mentale rituelen welke worden uitgevoerd volgens rigide regels (Calamari et al., 2003). Patiënten met OCS trachten door het uitvoeren van deze compulsies de vermeende dreiging te voorkomen en de angst van de obsessies te

verminderen. Compulsies bestaan in verschillende vormen, met schoonmaken en checken als de meest voorkomende vormen (Rachman, 2002). Compulsies nemen veel tijd in beslag, gaan gepaard met angst en spanning en leiden tot een gevoel van verlies van controle, welke

problemen veroorzaken op individueel niveau (Rachman, 2002). De prevalentie van OCS wordt geschat op ongeveer 3 procent in de bevolking (Feygin et al., 2006). Op

maatschappelijk niveau kenmerkt OCS zich door een grotere kans op werkloosheid en slechtere werkprestaties (Abramowitz, Taylor & McKay, 2009).

OCS kenmerkt zich net als alle angst gerelateerde stoornissen door het toepassen van veiligheidsgedrag (American Psychological Association, 2013). Veiligheidsgedrag is gedrag gericht op het voorkomen of verminderen van de ernst van de vermeende uitkomst

(Salkovskis, 1985). Op korte termijn biedt dit gedrag opluchting, op lange termijn speelt dit een belangrijke rol bij het in stand houden van angst (Salkovskis, Thorpe, Wahl, Wroe, & Forrester, 2003). Het uitblijven van nare situaties wordt namelijk onterecht toegewezen aan het veiligheidsgedrag (Van Uijen & Toffolo, 2015). Recent onderzoek van Engelhard, Van Uijen, Seters, en Velu (2015) toonde aan dat bij gezonde individuen het gebruik van

veiligheidsgedrag leidt tot een toename in inschatting van de kans op dreiging en dat deze inschatting hoger is dan wanneer men geen veiligheidsgedrag uitvoert. Deelnemers die bij een veilige stimulus (een stimulus die nooit was gekoppeld aan een schok) veiligheidsgedrag (voorkomen van een potentiële schok) toepasten, schatten de kans op een schok bij deze veilige stimulus hoger in dan deelnemers die geen veiligheidsgedrag konden toepassen (de schok niet konden vermijden). Veiligheidsgedrag lijkt dus tot een toename in angst te leiden door het onterecht toewijzen van veiligheid aan het toepassen van dit gedrag, maar ook door het toewijzen van gevaar aan veilige situaties (Van Uijen & Toffolo, 2015).

De invloed van veiligheidsgedrag op angst is recentelijk onderzocht in twee studies. Deacon en Maack (2008) onderzochten de effecten van veiligheidsgedrag op de angst voor besmetting in een groep met gezonde deelnemers. Deelnemers werden voorgaand aan het onderzoek opgedeeld in een groep met hoge en lage angst voor besmetting en dienden een week lang veiligheidsgedrag uit te voeren gerelateerd aan besmetting, zoals herhaaldelijk handen wassen. Ongeacht de voorgaande angst voor besmetting, werd bij alle deelnemers na een week een toename in angst voor besmetting gevonden. Olatunji, Etzel, Tomarken, Ciesielski, en Deacon (2011) bouwden op dit onderzoek voort en voegden een controle conditie toe om het effect van de manipulatie te bekijken. Hierbij moesten gezonde proefpersonen gedurende een week lang veiligheidsgedrag gerelateerd aan gezondheid vertonen, zoals het wassen van de handen voor en na het eten. Na afloop van dit onderzoek scoorden deze proefpersonen in vergelijking met de controlegroep hoger op angst gerelateerd aan gezondheid, hypochondrische overtuigingen en vermijdingsgedrag gerelateerd aan gezondheid, zoals het niet aanraken van geld (Olatunji et al., 2011).

Veiligheidsgedrag uit zich bij OCS in de vorm van compulsies. Compulsies houden de obsessieve-compulsieve symptomen in stand, door het uitblijven van de verwachte nare gevolgen toe te schrijven aan dit gedrag (Salkovskis et al., 2003). Herhaaldelijk checken is de

meest voorkomende compulsie bij OCS patiënten (Fullana et al., 2009) en heeft een zeer rigide aard (Van Uijen & Toffolo, 2015). De hoeveelheid checkgedrag dat een persoon vertoont, wordt bepaald door het gevoel van verantwoordelijkheid, de kans op de vermeende dreiging en de ernst van de uitkomst (Rachman, 2002). Mogelijkerwijs leidt een toename van checkgedrag dus tot een toename in verantwoordelijkheidsgevoel, kans op dreiging en de ernst van de uitkomst (Rachman, 2002). Wanneer mensen meer checkgedrag vertonen, blijkt uit verschillende studies dat dit kan leiden tot een toename in onzekerheid (e.g., Van den Hout & Kindt, 2003, 2004), maar kan het ook een direct effect op overtuigingen hebben, zoals de verwachte kans op schade en de ernst van de dreiging (Van Uijen & Toffolo, 2015). Dit idee is nader bekeken in het onderzoek van Van Uijen en Toffolo, 2015. Van Uijen en Toffolo (2015) baseerden hun onderzoek op dat van Olatunji et al. (2011). In plaats van

veiligheidsgedrag gericht op gezondheid, dienden gezonde proefpersonen een week lang een grote verscheidenheid aan checkgedrag uit te voeren. In het onderzoek bekeken zij de invloed van checkgedrag op cognities aan de hand van 3 factoren: het belang van checken, de

verwachte kans op schade en de geanticipeerde ernst van de dreiging. Daarnaast werd gekeken naar obsessieve overtuigingen met betrekking tot eigen verantwoordelijkheid en inschatting van bedreiging. De participanten checkten 59 items één keer vaker dan dat zij normaal deden. Elke dag moesten zij aangeven of zij deze objecten wel of niet hadden gecheckt. Dit werd vergeleken met een controlegroep en monitorgroep, welke beiden de opdracht kregen om niet vaker te checken. De monitorgroep moest dagelijks bijhouden of zij hadden gecheckt, wat de controlegroep niet deed. Uit de resultaten kwam naar voren dat deelnemers in de experimentele conditie na een week een toename hadden in cognities over de ernst van de dreiging. Deze toename bleef gelijk in de controle en monitor groep. Op de andere twee factoren werd geen effect gevonden.

veiligheidsgedrag wellicht bijdraagt aan de ontwikkeling van OCS symptomen. Recentelijk is in het kader van een bachelorproject een onderzoek aan de Universiteit van Amsterdam

uitgevoerd wat voortborduurde op deze studie. In plaats van 59 zaken eenmalig te controleren, dienden participanten een viertal zaken herhaaldelijk (vier keer) te checken. Er was in deze studie echter geen significante invloed van het herhaaldelijk checken op cognities over het belang van checken, de verwachte kans op schade en de geanticipeerde ernst van de dreiging. Er waren eveneens geen effecten met betrekking tot obsessieve overtuigingen met betrekking tot eigen verantwoordelijkheid en inschatting van bedreiging. Of er sprake is van een causale invloed van cognities gerelateerd aan gevaar en obsessieve overtuigingen is daarom tot op heden niet duidelijk en verder onderzoek lijkt noodzakelijk.

Het huidige onderzoek bouwt aldus voort op de studie van Van Uijen en Toffolo (2015) en de bachelorstudie met enige toevoegingen. Voorgaand onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) liet deelnemers checkgedrag éénmaal vaker dan normaal vertonen.

Twijfelachtig is dan of men wel van compulsies kan spreken: compulsies kenmerken zich juist door hun repetitieve karakter (Rachman, 2002). In huidig onderzoek kregen deelnemers daarom de opdracht checkgedrag meerdere keren herhaald uit te voeren. Een andere

toevoeging op voorgaand onderzoek, is de aandacht voor al bestaand checkgedrag. Als individuen al vaker bepaalde objecten checken (bijvoorbeeld het gasfornuis controleren) dan lijkt het waarschijnlijk dat men daar al disfunctionele cognities over heeft. Deze cognities en zelfs intrusies komen namelijk zowel bij klinische als non-klinische groepen voor

(Abramowitz, Lackey, & Wheaton, 2008; Ladouceur et al., 2000). Vanuit het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) lijken er aanwijzingen te zijn dat checken leidt tot een toename in cognities met betrekking tot de ernst van de dreiging. Mogelijk is het dan ook zo dat wanneer mensen al disfunctionele cognities hebben, deze door checken nog meer worden versterkt dan wanneer zij nog geen cognities hebben. Dit idee werd in huidig onderzoek

onderzocht door deelnemers zowel objecten te laten checken die zij zelf al weleens checkten, als objecten te laten checken die zij zelf normaal gesproken niet checkten. Wanneer

deelnemers objecten vaker moesten checken dan zij al doen, werd verwacht dat zij een sterkere toename zouden ervaren in negatieve cognities dan bij objecten die zij voorheen niet checkten, gezien de al mogelijke aanwezigheid van disfunctionele cognities.

Naast de aandacht voor herhaald checkgedrag en bestaand checkgedrag is een andere toevoeging op voorgaand onderzoek het nader bekijken van de rol van depressie. Uit

voorgaand onderzoek is aangetoond dat er een duidelijke relatie lijkt te zijn tussen OCS en depressieve trekken, zoals pessimistische gedachten (Fineberg, Fourie, Gale, & Sivakumaran, 2005). Ongeveer een derde van patiënten met OCS krijgen in het leven te maken met een depressieve episode (Robins et al., 1994). Bovendien hebben OCS patiënten met comorbide depressie, ernstigere vormen van OCS dan patiënten zonder comorbide depressie (Yap, Mogan, Kyrios, 2012). Wellicht omdat ernstige OCS veel negatieve emoties meebrengt als schaamte en schuldgevoelens, welke mogelijk weer leiden tot meer depressieve gevoelens (Rachman, 1993). Daarnaast interpreteren depressieve OCS patiënten hun cognities in het algemeen negatiever en schatten zij het belang van cognities hoger in (Abramowitz, Storch, Keeley, & Cordell, 2007) Deze negatieve interpretatie van OC-gerelateerde cognities kan resulteren in schuld en somberheid, welke mogelijk weer leidt tot meer obsessieve gedachten. Mogelijkerwijs onderhoudt deze vicieuze cirkel zowel depressie als obsessieve-compulsieve symptomen (Abramowitz et al., 2007). Uit voorgaand onderzoek is er bovendien een

correlatie gevonden tussen checkgedragingen en depressie (Mancini, Gragnani, & D’Olimpio, 2001). Er lijkt dus een samenhang te zijn tussen depressie en OCS. Of depressie samenhangt met obsessieve-compulsieve cognities, obsessieve overtuigingen of met beide, is tot op heden niet onderzocht. Om tot een helder beeld te komen hoe OCS met depressie samenhangt, werd in dit onderzoek de samenhang van depressie bij zowel cognities als overtuigingen

onderzocht.

In huidig onderzoek werd aldus gekeken naar de gevolgen van herhaaldelijk checken op cognities op het gebied van kans op gevaar, ernst van gevaar, belang van checken en de mate van obsessieve overtuigingen. Daarnaast werd gekeken in hoeverre dit effect wordt beïnvloed door al aanwezig checkgedrag. Bovendien werd in dit onderzoek de relatie tussen depressieve gedachten en obsessieve-compulsieve cognities en obsessies nader bekeken. Gezonde deelnemers moesten gedurende 10 dagen twee objecten vier maal per dag, vier keer achter elkaar controleren. Daarnaast kregen zij twee andere objecten toegewezen die zij niet vaker moesten controleren. Er was sprake van drie meetmomenten: een voormeting, nameting (na 10 dagen checken) en follow-up meting (na zeven dagen). Verwacht werd dat wanneer mensen objecten meer gaan checken, zij hier ook meer obsessieve-compulsieve cognities over ontwikkelen. Er werd tussen de voor- en de nameting een toename verwacht in cognities met betrekking tot a) de kans op gevaar, b) de ernst van gevaar en c) het belang van checken, ten gevolg van het herhaaldelijk checken. Daarnaast werd verwacht dat d) de effecten sterker zouden zijn voor de objecten die de proefpersonen al checkten voorafgaand aan de studie. Verwacht werd dat deelnemers e) een toename kregen in obsessieve overtuigingen en dat f) deze effecten van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies op de follow-up meting ten opzichte van de nameting afnamen, maar hoger bleven dan op de voormeting. Daarnaast werd ook verwacht dat g) de obsessieve-compulsieve cognities en obsessieve overtuigingen positief zouden samenhangen met de depressieve cognities.

Methode

Deelnemers

Op basis van een a priori poweranalyse met g power werd het aantal deelnemers vooraf gebaseerd op 76 deelnemers (Cohen, 1992). In totaal hebben 58 deelnemers meegedaan aan dit onderzoek. De deelnemers zijn allen student Psychologie aan de Universiteit van Amsterdam. Deelnemers werden verworven door middel van een online advertentie op de website van het lab van de Universiteit van Amsterdam. De vragenlijsten zijn in het Nederlands en aldus waren deelnemers vereist om de Nederlandse taal te

beheersen. Als beloning voor deelname aan het onderzoek ontvingen deelnemers 3,5 proefpersoonpunten.

Voor deelname aan het onderzoek was het vereist dat de deelnemer student was aan de Universiteit van Amsterdam en tussen de 18 en 35 jaar. Deelnemers mochten niet meedoen aan het onderzoek als zij nu of in het verleden gediagnosticeerd waren met een DSM-IV/V stoornis. Voor de start van het onderzoek vond een screening plaats door middel van online afname van de OCI-R en de Lange Checklist. Wanneer de score op de OCI-R te hoog was (>18), werden deelnemers uitgesloten van het onderzoek. Dit werd gedaan om het risico te voorkomen om de OCS symptomen te induceren of te verergeren. Deelnemers werden alleen meegenomen in het onderzoek als zij minimaal één keer per dag twee objecten controleerden. Verder werden proefpersonen uitgesloten van deelname als zij aangaven op de checklist één of meer objecten meer dan 5 keer per dag te checken. Deelnemers die niet voldeden aan de inclusiecriteria werden uitgesloten en werden hiervan binnen een week na het invullen van de OCI-R en de Lange Checklist op de hoogte gesteld. Zij ontvingen 0.25 proefpersoonpunten voor het invullen van de OCI-R. Het onderzoek is goedgekeurd door de Comissie Ethiek van de Universiteit van Amsterdam.

Materialen

Obsessive–Compulsive Inventory-Revised.

Er werd gebruik gemaakt van de Nederlandse vertaling van de Obsessive–Compulsive Inventory-Revised (OCI-R). Deze vragenlijst mat de mate van obsessieve-compulsieve symptomen en bestaat uit 16 items. De betrouwbaarheid van de OCI-R is α = .87 (Woo, Kwon, Lim, & Shim, 2010). De vragenlijst heeft een goede test-hertest betrouwbaarheid en validiteit (Foa et al., 2002). Het scoren van de vragenlijst verliep aan de hand van een vijf punts Likert schaal (0=helemaal niet, 1= een beetje, 2=gemiddeld, 3=veel, 4=extreem). De minimale score is 0 en de maximale score 72. Hogere scores indiceerden een hogere mate van obsessieve-compulsieve symptomen. Een score van 21 of hoger wijst op een mogelijke aanwezigheid van OCS (Woo et al., 2010). Een voorbeeldvraag hierbij is ‘Ik controleer dingen vaker dan nodig is’.

Lange Checklist.

Er werd gebruik gemaakt van de Lange Checklist, gebaseerd op de checklist gebruikt in de studie van Van Uijen en Toffolo (2015) en de bachelorstudie aan de Universiteit van Amsterdam (Wortelboer, 2016). De checklist bestaat uit 59 items die deelnemers normaal gesproken checken, bijvoorbeeld: ‘checken of je laptop uit staat.’. Deelnemers moesten op deze checklist aangeven welke twee objecten ze normaal gesproken het meest frequent checkten en welke twee objecten ze nooit checkten. Als deelnemers meerdere objecten nooit checkten, kozen zij de items die ze nog nooit hadden gecheckt en welke het meest

onwaarschijnlijk voor ze zou zijn om te checken. Het scoren van de vragenlijst verliep aan de hand van drie keuzeopties: twee objecten die ik het vaakst check, twee objecten die ik nooit check en blanco. Voor huidig onderzoek is de Lange Checklist aangepast en zijn de zes categorieën van situaties waarin deelnemers checkgedrag kunnen vertonen, verwijderd. Dit

omdat in huidig onderzoek alleen de aanwezigheid van checkgedrag van belang was en niet in welke situatie men checkt.

Korte Checklist.

Een op de individuele deelnemers afgestemde korte checklist werd gebruikt om te meten welke checkgedragingen de deelnemer per dag had uitgevoerd. Deze checklist was afgestemd aan de deelnemer door middel van het weergeven van de objecten die de deelnemer wel en niet moest checken. De Korte Checklist bestond per deelnemer uit zes items, met drie items per in totaal twee objecten. De Korte Checklist bestaat dus uit drie vaste vraagstellingen per checkgedraging. Hierbij moesten deelnemers aangeven aan hoe vaak ze in de gelegenheid waren een object te checken, hoe vaak ze die dag hadden gecheckt en hoe vaak ze dit achter elkaar hadden gedaan.

Checking Cognitions Scale.

Er werd gebruik gemaakt van de Nederlandse vertaling van de Checking Cognitions Scale (CCS), gebaseerd op de CCS ontwikkeld door Van Uijen en Toffolo (2015). Deze vragenlijst mat het effect van checkgedrag op OCS-gerelateerde cognities over het belang van checken en de kans op en ernst van dreiging, wanneer men dingen niet checkt. De vragenlijst bestaat uit 12 items over vier objecten die door deelnemers wel of niet werden gecheckt. Voor elk object beoordeelden deelnemers hoe belangrijk het is om te checken en wat de kans op en ernst van het gevolg is, wanneer niet wordt gecheckt. De CCS werd dus per proefpersoon aangepast op de aangegeven checkgedragingen: wanneer een deelnemer bijvoorbeeld aangaf het fornuis te controleren werden de vragen hierop afgestemd; het belang van checken van het gasfornuis en de kans op en ernst van dreiging wanneer het fornuis niet zou worden

scoren van de vragenlijst verliep aan de hand van een visueel analoge schaal (VAS) van 0 tot 100. Voorbeelden van de drie soorten vragen zijn: ‘Checken of het fornuis uit staat voordat ik van huis vertrek of ga slapen vind ik (helemaal niet belangrijk – heel belangrijk).’, ‘Hoe waarschijnlijk is het dat er een gevaarlijke situatie ontstaat als je bij vertrek van huis of voordat je gaat slapen niet checkt of het fornuis uit staat? (zeer onwaarschijnlijk – zeer waarschijnlijk).’, ‘Hoe ernstig zijn de mogelijke gevolgen als je bij vertrek van huis of voordat je gaat slapen niet checkt of het fornuis uit staat? (helemaal niet ernstig – zeer ernstig).’

Obsessive-Beliefs Questionnaire-44 Responsibility and Threat Estimation Scale.

Er werd gebruik gemaakt van de Nederlandse vertaling van een subdeel van de Obsessive Beliefs Questionnaire (OBQ) (Van Uijen & Toffolo, 2015). Deze vragenlijst mat de mate van disfunctionele overtuigingen met betrekking tot eigen verantwoordelijkheid en inschatting van dreiging. Van deze vragenlijst werd een subdeel afgenomen (overschatting van de kans op gevaar), waardoor deze bestaat uit 16 items. De betrouwbaarheid van de Nederlandse OBQ-44 is α = .84 (Van Uijen & Toffolo, 2015). De vragenlijst heeft zowel een goede convergente als discriminante validiteit (Obsessive Compulsive Cognitions Working Group, 2005). Het scoren van de vragenlijst verliep aan de hand van een zeven punts Likert schaal (1=erg mee oneens, 2= gematigd mee oneens, 3=een beetje mee oneens, 4=niet mee eens, noch mee oneens, 5=een beetje mee eens, 6=gematigd mee eens, 7=erg mee eens). De minimale score was 16 en de maximale score 112. Hogere scores indiceerden een hogere mate van obsessieve overtuigingen over de inschatting van gevaar. Een voorbeeldvraag hierbij is ‘Ik denk vaak dat dingen om me heen onveilig zijn’.

Beck Depression Inventory II.

Er werd gebruik gemaakt van de Nederlandse vertaling van de Beck Depression Inventory II (BDI-II). Deze vragenlijst bestaat uit 21 items, gericht op depressieve klachten. De betrouwbaarheid van de Nederlandse BDI-II is α = .92 (Van der Does, 2002). Het scoren van de vragenlijst verliep aan de hand van een vier punts schaal (0= niet, 1=een beetje, 2=voortdurend, 3=altijd). De minimale score is 0 en de maximale score 63. Hogere scores indiceerden een hogere mate van depressie (<13=minimaal, 14-19=licht, 20-28=matig ernstig, >29=ernstig) (Van der Does, 2002). Een voorbeeldvraag hierbij is ‘Ik voel me verdrietig.’

Sociaal wenselijkheidsschaal.

Er werd gebruik gemaakt van de sociaal wenselijkheidsschaal om na te gaan of de vragenlijsten eerlijk waren ingevuld. Het scoren van de vragenlijst verliep aan de hand van een visueel analoge schaal van 0 tot 100 (0=helemaal mee oneens, 100=helemaal mee eens). De minimale score is 0 en de maximale score 100. Deelnemers moesten antwoord geven op de vraag: ‘Ik heb alle vragen naar eerlijkheid beantwoord’.

Qualtrics.

De vragenlijsten zijn ontwikkeld en afgenomen met behulp van de software Qualtrics, versie december 2016. http://www.qualtrics.com.

Procedure

De eerste sessie vond plaats in het laboratorium van de Universiteit van Amsterdam. Deelnemers kregen allereerst een algemene instructie te lezen waarin het doel en de procedure van het onderzoek werden beschreven. Vervolgens moesten zij schriftelijk toestemming geven voor deelname aan het onderzoek. Ook werd hier gecontroleerd of deelnemers

daadwerkelijk niet leden aan een psychische stoornis, of dit in het verleden hadden gehad. Vervolgens moesten deelnemers hun gegevens invullen, welke gekoppeld werden aan een proefpersoon nummer. Na het invullen van algemene informatie, vulden deelnemers op de computer de CCS in, aangepast op hun ingevulde Lange Checklist. Hierna vulden zij de OBQ-44 RT en BDI-II in. Vervolgens kregen deelnemers een persoonlijke instructie mee over de manipulatie. Aan de hand van de ingevulde Lange Checklist werden vier objecten

gekozen: twee objecten die deelnemers thuis al checkten, twee die ze normaliter niet checkten. De deelnemers dienden 10 dagen lang twee verschillende objecten dagelijks te controleren, waarvan één een object welke deelnemers al checkten voorafgaand aan het experiment en het andere object niet. Deze twee objecten dienden ze vier keer op een dag vier maal achter elkaar checken (bijvoorbeeld vier keer op een dag vier keer controleren of de deur op slot is). Het checkgedrag van de andere twee items werd niet aangepast, deelnemers

mochten bestaand checkgedrag voortzetten. Tijdens de onderzoeksperiode van 10 dagen vond een dagelijkse online afname van een persoonlijke versie van de Korte Checklist plaats. Hierna vulden deelnemers in het laboratorium opnieuw de CCS, OBQ-44 RT, BDI-II en de sociaal wenselijkheidsschaal in.

Een week later was de follow-up meting, waarbij deelnemers ditmaal thuis online de CCS, OBQ-44 RT en BDI-II invulden. Deze week hoefden de deelnemers geen handelingen uit te voeren. Aan het eind van de laatste vragenlijsten op de follow-up meting werd digitaal een debriefing gegeven aan de deelnemers, evenals de optie om contact op te nemen voor verdere vragen en de mogelijkheid om na afloop van het onderzoek de algemene resultaten te kunnen inzien. Er werd na afloop van het onderzoek per email contact opgenomen met deelnemers die een verhoogde score lieten zien op de CCS of OBQ-44 RT op de follow-up meting met een uitnodiging voor een meer uitgebreide debriefing.

Onderzoeksdesign

In dit onderzoek was sprake van een binnengroeps design. Er werd gebruik gemaakt van een drieweg repeated measures ANOVA bij de CCS, met drie onafhankelijke variabelen, Checken (wel/niet), Persoonsspecifiek (wel/niet) en Meetmoment (voormeting, nameting, follow-up). Voor de operationalisatie werden de onafhankelijke variabelen Checken en Persoonsspecifiek gecombineerd tot 4 variabelen: Object A, Object B, Object C en Object D (zie Tabel 1). De data van de OBQ-44 RT werd geanalyseerd met een one-way ANOVA met de variabele Meetmoment (voormeting, nameting, follow-up). De ANOVA werd bij de CCS uitgevoerd op de gemiddelde scores en bij de OBQ-44 RT op de totaalscores. Bij de BDI-II werd gegekeken naar correlatie met behulp van Pearson’s R.

Tabel 1

Weergave van Object A, B, C en D.

Checken - Ja Checken - Nee

Persoonsspecifiek - Ja Object A Object C Persoonsspecifiek - Nee Object B Object D

Resultaten

Datareductie

In totaal hebben 122 deelnemers zich aangemeld voor het onderzoek. Hiervan zijn in totaal 64 deelnemers uitgesloten. Voorgaand aan het onderzoek zijn 52 deelnemers

uitgesloten omdat zij te hoog scoorden op de OCI-R (>18) (n=32), zij een DSM-IV/V stoornis hadden (n=5), zij te weinig checkten voorgaand aan het onderzoek (minder dan 1 keer per dag of meer dan 5 keer per dag) (n=1) of omdat zij de OCI-R onvolledig of niet hadden ingevuld

(n=14). Tijdens het onderzoek zijn nog 12 deelnemers uitgesloten omdat zij niet naar de afspraak kwamen of deze niet inplanden. In totaal hebben 58 deelnemers (M = 19,71, SD = 1,59; 48 vrouw) het onderzoek volledig doorlopen en zijn meegenomen in de data analyse. Er waren enkele uitschieters (scores 2.5 SD boven of onder de gemiddelde scores op de voormeting, nameting of follow-up). Op de CCS voormeting waren er negen uitschieters, op de CCS nameting zeven en op de CCS follow-up meting negen uitschieters. Op de OBQ voormeting was er één uitschieter en op de follow-up meting twee uitschieters. Op de BDI-II was er op de voormeting één uitschieter, op de nameting één en op de follow-up meting drie uitschieters. Uitschieters zijn op de CCS berekend aan de hand van de score per vraag, op de OBQ en BDI aan de hand van de gemiddelde score per meetmoment. Uitschieters zijn gecorrigeerd door middel van 2,5 maal de SD bij het gemiddelde op te tellen of er af te trekken.

Persoonsspecifieke items

Deelnemers moesten op de screening invullen welke objecten zij voorgaand aan het onderzoek regelmatig checkten en welke objecten zij nooit checkten. Voor de vijf meest gecheckte objecten en vijf minst gecheckte objecten zijn de gemiddelde scores en standaarddeviaties weergeven in Tabel 2.

Tabel 2

Gemiddelde score (en Standaarddeviaties) van Vijf Meest Gecheckte Objecten en Vijf Minst Gecheckte Objecten op de Screening.

n M, SD (dag) M, SD (week) n M, SD (dag) M, SD (week)

Meest gecheckt Minst gecheckt

Checken of je wekker is gezet

46 1.6 (.87) 7 (4.7) Checken of messen en scharen niet op een gevaarlijke plek liggen

27 0 1.20

(1.55) Checken bij vertrek

of al je spullen in je tas/broekzak/ jaszak zitten 35 2.83 (1.47) 20 (11.87) Checken of de rookmelder werkt 26 0 .25 (.5)

Checken bij vertrek of de deur op slot zit 32 2.21 (1.29) 12.93 (12.78) Checken of verpakkingen van medicijnen goed dicht zitten 21 0 .33 (.52) Checken of je pinpas of andere pasjes weer in je portemonnee zitten na gebruik 29 2.56 (2.08) 7.27 (9.39) Checken of de ramen goed dicht zitten

20 .67 (.58) 2.2 (1.92) Checken of je telefoon op stil staat 24 2.55 (1.32) 9.18 (11.29) Checken of de

telefoonoplader uit het stopcontact is

20 1.33 (1.51)

4.67 (8.08)

Noot. dag = checks per dag; week = checks per week.

Hoofdanalyses

Alle data is getoetst op een significantieniveau van p < .05. Voor gemiddelde scores en standaarddeviaties op de gebruikte vragenlijsten, zie Tabel 3.

Tabel 3

Gemiddelde score (en Standaarddeviaties) op de CCS, CCS subschalen, OBQ-44 RT en de BDI-II op de Voormeting, Nameting en Follow-up Meting.

Meetmoment M, SD OCI-R 9.03 (4.33) CCS voormeting nameting follow-up 35.23 (10.37) 35.15 (14.92) 32.72 (14.62) CCS – Belang voormeting nameting follow-up 48.02 (10.83) 43.72 (14.88) 40.72 (14.60) CCS – Kans voormeting nameting follow-up 22.52 (12.15) 25.23 (15.48) 23.55 (15.96) CCS – Ernst voormeting nameting follow-up 35.14 (14.50) 36.50 (19.47) 33.89 (18.64) OBQ-44 RT voormeting nameting follow-up 39.47 (12.38) 41.28 (15.06) 36.91 (14.50) BDI voormeting nameting follow-up 25.90 (3.80) 25.03 (3.84) 23.84 (3.44)

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

CCS Belang = Checking Cognitions Scale – Belang van Checken subschaal; CCS Kans =

Checking Cognitions Scale – Kans op Gevaar subschaal; CCS Ernst = Checking Cognitions Scale – Ernst van Gevaar subschaal; OBQ-44 = Obsessive Beliefs Questionnaire-44

Responsibility/Threat Estimation Scale; BDI = Beck Depression Inventory-II

Checking Cognitions Scale.

Met behulp van een 3x2x2 repeated measures ANOVA werd er gekeken naar de invloed van checkgedrag op cognities. Er waren hierbij 3 onafhankelijke variabelen,

Meetmoment, Checken en Persoonsspecifiek. De afhankelijke variabel is de gemiddelde score op de subschalen Belang van Checken, Ernst van Gevaar en Kans op Gevaar.

De assumptie voor normaliteit is getest met behulp van de Shapiro-Wilk test. Bij Object B waren de scores significant op de voormeting, W(58) = .88, p < .001, nameting,

W(58) = .90, p < .001, en follow-up meting W(58) = .88, p < .001. Bij Object D waren de

scores significant op de voormeting, W(58) = .93, p = .002, nameting, W(58) = .93, p = .003, en follow-up meting W(58) = .92, p = .001. Dit is te verwachten door de linksscheve

verdeling, aangezien de steekproef Object B en Object D voorgaand aan het onderzoek niet checkten en dus het belang van checken, de ernst van het gevaar en de kans op gevaar laag inschatten. Volgens de Centrale Limiet Theorie wordt echter aan de aanname van normaliteit voldaan wanneer de steekproef groot is (n > 30) ook als de variabele in de populatie zelf niet normaal verdeeld is (Methodologiewinkel, 2014). Hierdoor is besloten de ANOVA

parametrisch uit te voeren.

De assumptie voor sfericiteit is getest met behulp van Mauchly’s test. Deze bleek significant op de variabele Meetmoment, χ2(2) = 15.24, p < .001, waaruit geconcludeerd kan worden dat de varianties tussen de verschilscores niet gelijk zijn. De vrijheidsgraden werden gecorrigeerd door middel van de Huynh-Feldt correctie, ( ἔ = .83).

Er werden geen significante hoofdeffecten gevonden van Meetmoment, F(1.66, 94.36) = 2.73, p = .08, ɳ² = .12 en Checken, F(1, 57) = .03, p = .76, ɳ² = .09. Er werd wel een

significant hoofdeffect gevonden van Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 86.81, p < .001, ɳ² = .60. Er was een lagere gemiddelde score voor niet Persoonsspecifieke items, M = 24.58, SD = 14.49, dan voor wel Persoonsspecifieke items, M = 44.15, SD = 14.93.

Tegen de verwachting in, werd er geen significant interactie-effect gevonden van Meetmoment x Checken, F(2, 114) = 1.03, p = .36, ɳ² = .03. Er werd, tegengesteld aan de verwachtingen, eveneens geen significant interactie-effect gevonden tussen Meetmoment x Checken x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 1.4, p = .26, ɳ² = .06. Er werd echter wel een significant interactie-effect gevonden van Meetmoment x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 6.13,

p = .003, ɳ² = .17. Dit houdt in dat als er al aanwezig checkgedrag is, er een verschil is in

obsessieve-compulsieve cognities per meetmoment, waarbij er een afname over tijd was in scores bij deelnemers die het item voorgaand aan het onderzoek al checkten. Er werd geen significant interactie-effect gevonden van Persoonsspecifiek x Checken, F(2, 114) = 3.55, p = .07, ɳ² = .06.

Voor gemiddelde scores en betrouwbaarheidsintervallen, zie Figuur 1.

Figuur 1. Gemiddelde score (en Betrouwbaarheidsinterval) op de CCS op de Voormeting,

Nameting en Follow-up Meting.

A = Object A, B = Object B, C = Object C, D = Object D.

Checking Cognitions Scale – Subschaal Belang van Checken.

Er werd een significant hoofdeffect gevonden van Meetmoment, F(2, 114) = 11.83, p < .001, ɳ² = .26, Checken, F(1, 57) = 6.55, p = .013, ɳ² = .10 en Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 259.80, p < .001, ɳ² = .82. Om het hoofeffect van Meetmoment nader te bekijken, werden simpele contrasten uitgevoerd. Er was een significante afname van de voormeting op de nameting, F(1, 57) = 20.06, p < .001, ɳ² = .26, en van nameting op follow-up meting, F(1, 57)

0 10 20 30 40 50 60

Voormeting Nameting Follow-up

CCS

To

ta

al

sc

or

e

= 4.63, p = .036, ɳ² = .08. Er was een lagere gemiddelde score voor niet gecheckte items, M = 41.64, SD = 13.69, dan voor wel gecheckte items, M = 46.59, SD = 14.09. Er was een lagere gemiddelde score voor niet Persoonsspecifieke items, M = 24.22, SD = 14.51, dan voor wel Persoonsspecifieke items, M = 64.02, SD = 15.61.

Tegen de verwachting in, werd er geen significant interactie-effect gevonden van Meetmoment x Checken, F(2, 114) = .25, p = .78, ɳ² = .01. Er werd, tegengesteld aan de verwachtingen, geen significant interactie-effect gevonden tussen Meetmoment x Checken x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 1.82, p = .17, ɳ² = .07. Er werd wel een significant interactie-effect gevonden van Meetmoment x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 17, p < .001, ɳ² = 31. Er werd geen significant interactie-effect gevonden van Persoonsspecifiek x Checken, F(2, 114) = 1.48, p = .23, ɳ² = .03.

Checking Cognitions Scale – Subschaal Kans op Gevaar.

De assumptie voor sfericiteit is getest met behulp van Mauchly’s test. Deze bleek significant op de variabele Meetmoment, χ2(2) = 22.68, p < .001. De vrijheidsgraden werden daarom gecorrigeerd door middel van de Huynh-Feldt correctie, ( ἔ = .77).

Er werd geen significant hoofdeffect gevonden van Meetmoment, F(1.53, 87.32) = 1.39, p = 0.25, ɳ² = .06 en Checken, F(1, 57) = .38, p = .54, ɳ² = .007. Er werd wel een

significant hoofdeffect gevonden van Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 5.73, p = .02, ɳ² = .09. Er was een lagere gemiddelde score voor niet Persoonsspecifieke items, M = 21.05, SD = 14.96, dan voor wel Persoonsspecifieke items, M = 26.57, SD = 16.04.

Er werd volgens verwachting een significant interactie-effect gevonden van

Meetmoment x Checken, F(2, 114) = 3.56, p = .03, ɳ² = .11. Dit houdt in dat er een verschil is in cognities over kans op gevaar per meetmoment afhankelijk van of er wel of niet werd gecheckt. (zie Figuur 2 voor details). Om dit verschil nader te bekijken, zijn er afhankelijke

T-toetsen uitgevoerd tussen de voormeting en nameting, voormeting en follow-up meting en nameting en follow-up meting op de condities wel checken en niet checken. Er is gebruik gemaakt van de Bonferonni-correctie. Op de voormeting verschilden de twee groepen niet significant van elkaar, t(57) = -1.54, p = .129. Overeenkomstig met de verwachtingen was er een significante toename tussen de voormeting en de nameting bij wel checken, t(57) = -2.52,

p = .015, met een medium effect, r = .32. Tegengesteld aan de verwachtingen was er geen

significante afname tussen de nameting en de follow-up meting bij wel checken, t(57) = 1.65,

p = .105, r = .21. Er was geen significant verschil tussen de voormeting en follow-up meting

bij wel checken, t(57) = -1.34, p = .185, r = .17. Overeenkomstig met de verwachtingen waren er geen significante verschillen tussen de scores op de voormeting, t(57) = .02, p =.985, r = .03, nameting, t(57) = .57, p =.575, r = .07 en follow-up meting t(57) = .64, p =.526, r = .08 bij niet checken. Er werd, tegengesteld aan de verwachtingen, geen significant interactie-effect gevonden tussen Meetmoment x Checken x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 1.86, p = .16, ɳ² = .06. Er werd wel een significant interactie-effect gevonden van Meetmoment x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 6,13, p = 0,003, ɳ² = .19. Er werden herhaalde contrasten uitgevoerd. Er was een significante toename in scores van de voormeting op de nameting,

F(1, 57) = 10.72, p = .002, ɳ² = .16 en een significante afname van de nameting op follow-up

meting, F(1, 57) = 7.18, p = 0.1, ɳ² = .11. Er werd geen significant interactie-effect gevonden van Persoonsspecifiek x Checken, F(2, 114) = 1.46, p = .23, ɳ² = .03.

Figuur 2. Scores op de Totaalscore CCS (en Betrouwbaarheidsinterval) voor de subschaal

Kans op Gevaar op de Voormeting, Nameting en de Follow-up Meting.

Checking Cognitions Scale – Subschaal Ernst van Gevaar.

De assumptie voor sfericiteit is getest met behulp van Mauchly’s test. Deze bleek significant op de variabele Meetmoment, χ2(2) = 10.04, p = .007. De vrijheidsgraden werden daarom gecorrigeerd door middel van de Huynh-Feldt correctie, ( ἔ = .88).

Er werd geen significant hoofdeffect gevonden van Meetmoment, F(1.77, 100.69) = 1.51, p = .23, ɳ² = .08 en Checken, F(1, 57) = .24, p = .63, ɳ² = .004. Er werd wel een

significant hoofdeffect gevonden van Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 23.28, p < .001, ɳ² = .29. Er was een lagere gemiddelde score voor niet Persoonsspecifieke items, M = 28.49, SD = 19.86, dan voor wel Persoonsspecifieke items, M = 41.87, SD = 19.13.

Tegengesteld aan de verwachtingen werd er geen significant interactie-effect gevonden van Meetmoment x Checken, F(2, 114) = .08, p = .92, ɳ² = .004. Er werd,

0 10 20 30 40 50 60

Voormeting Nameting Follow-up

G emi dd el de To ta al sc or e C CS - K ans o p G ev aar Meetmoment Ja Nee Checken:

tegengesteld aan de verwachtingen, ook geen significant interactie-effect gevonden tussen Meetmoment x Checken x Persoonsspecifiek, F(2, 114) = .67, p = .51, ɳ² = .02. Er werd wel een significant interactie-effect gevonden van Checken x Persoonsspecifiek, F(1, 57) = 5.54,

p = 0,02, ɳ² = .09. Er werd geen significant interactie-effect gevonden van Meetmoment x

Persoonsspecifiek, F(2, 114) = 1.51, p = .23, ɳ² = .05.

Obsessive-Beliefs Questionnaire-44 RT.

Met behulp van een One way Repeated Measures ANOVA werd er gekeken naar de invloed van checkgedrag op obsessies. De assumptie voor normaliteit is getest met behulp van de Shapiro-Wilk test. Deze bleek significant op de voormeting, W(58) = .94, p = .007,

nameting, W(58) = .94, p = .008, en follow-up meting, W(58) = .91, p < .001. Ook hier is de Centrale Limiet Theorie aangehouden.

De assumptie voor sfericiteit is getest met behulp van Mauchly’s test. Deze bleek significant op de variabele meetmoment, χ2(2) = 7.24, p = .027, waaruit geconcludeerd kan worden dat de varianties tussen de verschilscores tussen alle metingen niet gelijk zijn. De vrijheidsgraden werden daarom gecorrigeerd door middel van de Huynh-Feldt correctie, ( ἔ = .92).

Volgens verwachting is er een significant hoofdeffect gevonden van Meetmoment,

F(1.84, 104.73) = 8.62, p = .001, ɳ² = .31. Dit houdt in dat er een verschil was in scores tussen

de meetmomenten. Om dit verschil nader te bekijken, zijn er simpele contrasten uitgevoerd tussen de voormeting en nameting en voormeting en follow-up meting. Tegengesteld aan de verwachtingen was er geen significant verschil tussen de voormeting en nameting, F(1, 57) = 2.61, p = .112. Er iss wel een significante afname tussen de voormeting en de follow-up meting op obsessies, F(1, 57) = 4.79, p = .033. (zie Figuur 3 voor details).

Figuur 3. Scores op de Totaalscore OBQ (en Betrouwbaarheidsinterval) op de Voormeting,

Nameting en de Follow-up Meting.

Beck Depression Inventory-II.

Met behulp van Pearson’s R werd er gekeken naar de samenhang tussen depressieve cognities, gemeten aan de hand van de totaalscore op de BDI-II, en obsessieve-compulsieve cognities, gemeten aan de hand van de gemiddelde score op de CCS. Daarnaast werd gekeken naar de samenhang tussen depressieve cognities en obsessieve overtuigingen, gemeten aan de hand van de totaalscore op de OBQ.

De mate van depressieve cognities was, overeenkomstig met de verwachtingen, significant gerelateerd aan de mate van obsessieve overtuigingen. Er was een significante relatie tussen de mate van depressieve cognities en obsessieve overtuigingen op de

voormeting (r = .49, p < .001, r² = .24), nameting (r = .50, p < .001, r² = .25) en follow-up meting (r = .49, p < .001, r² = .24). Vierentwintig procent van de variabiliteit in obsessieve overtuigingen wordt gedeeld met depressieve cognities.

Tegengesteld aan de verwachtingen was er geen significante samenhang tussen 32 34 36 38 40 42 44

Voormeting Nameting Follow-up

To

ta

al

sc

or

e O

BQ

Meetmoment

depressieve cognities en obsessieve-compulsieve cognities op de voormeting (r = -.01, p = .46), nameting (r = -.02, p = .91) en follow-up meting (r = -.09, p = .53).

Sociaal wenselijkheid

De gemiddelde deelnemer gaf, in alle gevallen waarin hij de mogelijkheid had om te checken, aan dit in 43% van die gevallen daadwerkelijk te hebben gedaan bij Object A en 54% van de gevallen bij Object B. Het gemiddelde aantal checks bij Object A was 4.16 (SD = 1.74) en bij Object B 3.50 (SD = 1.32). Het gemiddelde aantal checks achter elkaar bij Object A was 3.66 (SD = .76) en bij Object B 3.78 (SD = .72). Dit komt grotendeels overeen met de gewenste vier checks vier keer per dag. Gemiddeld gaven deelnemers aan in 91% van de gevallen de vragenlijsten naar waarheid te hebben ingevuld, M = 90.88 (SD = 11.60). Geen deelnemers werden uitgesloten op basis van het geven van sociaal wenselijke antwoorden.

Discussie

In huidig onderzoek werd gekeken naar de gevolgen van herhaaldelijk checken op obsessieve-compulsieve cognities en obsessieve overtuigingen. Daarnaast werd gekeken in hoeverre dit effect werd beïnvloed door al aanwezig checkgedrag. Bovendien werd in dit onderzoek de relatie tussen depressieve gedachten en obsessieve-compulsieve symptomen onderzocht.

Tegengesteld aan de bevindingen van Van Uijen en Toffolo (2015) werd er geen algemeen effect gevonden van checken op obsessieve-compulsieve cognities. Er werd overeenkomstig met de verwachtingen wel een effect gevonden van checken op kans op gevaar tussen de voormeting en nameting: deelnemers hadden over de objecten die ze

checkten een sterkere toename van cognities over de kans op gevaar dan over de objecten die zij niet checkten. Dit effect was echter niet blijvend: na een week was de mate van cognities

gerelateerd aan de kans op gevaar niet verschillend van het begin van de studie. Met andere woorden, wanneer deelnemers stopten met checken, verdween dit effect. Tegengesteld aan de verwachtingen hadden deelnemers over de objecten die ze checkten geen sterkere cognities over het belang van checken en de ernst van gevaar dan over de objecten die zij niet checkten. Daarnaast hadden deelnemers over de objecten die ze voorgaand aan het onderzoek checkten geen sterkere cognities over het belang van checken, de kans op gevaar en de ernst van gevaar dan over de objecten die zij voorgaand aan het onderzoek niet checkten. Op obsessieve

overtuigingen bleek er, tegengesteld aan de verwachtingen, geen significante toename in obsessieve overtuigingen ten opzichte van het begin van het experiment. Ook was er geen effect op de langere termijn. De mate van depressieve cognities hing samen met de mate van obsessieve overtuigingen, maar niet met de mate van obsessieve-compulsieve cognities. Samenvattend lijken bovenstaande resultaten grotendeels niet in lijn met eerder onderzoek. De resultaten komen niet overeen met de bestaande theorie van Rachman (2002), welke stelt dat een toename van checkgedrag zal leiden tot een toename in

verantwoordelijkheidsgevoel, kans op dreiging en de ernst van de uitkomst. De toename in checkgedrag in huidig onderzoek heeft niet geleid tot een grotere inschatting van de dreiging en ernst van de uitkomst. Ook zijn de resultaten niet overeenkomend met die uit voorgaand onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015), waarbij deelnemers na herhaaldelijk checken een toename hadden in cognities over de ernst van de dreiging in vergelijking met deelnemers die niet checkten, terwijl de scores op kans op gevaar gelijk bleven. Huidig onderzoek lijkt juist aanwijzingen te vinden dat na herhaaldelijk checkgedrag, er een toename lijkt te zijn in cognities over de kans van gevaar in vergelijking met deelnemers die niet checkten. De inschatting van de ernst van de dreiging lijkt in huidig onderzoek niet toe te nemen, evenals de inschatting van het belang van checken. In het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) moesten deelnemers 59 objecten checken, in tegenstelling tot huidige studie waarbij

deelnemers vier objecten moesten checken. Wellicht leidt dit verschil in aantal objecten tot de diversiteit in cognities, maar nader onderzoek is noodzakelijk om dit te kunnen onderbouwen. De gevonden samenhang tussen depressieve cognities en obsessieve overtuigingen is wel overeenkomstig met voorgaand onderzoek. Abramowitz, Storch, Keeley, en Cordell (2007) vonden dat depressieve OCS patiënten hun cognities negatief interpreteren, welke kan resulteren in schuld en somberheid, wat weer leidt tot meer obsessieve gedachten. Echter werd er geen samenhang tussen depressieve cognities en obsessieve-compulsieve cognities gevonden, wat niet aansluit bij voorgaand onderzoek. Obsessieve-compulsieve cognities zijn meer oppervlakkige cognities gerelateerd aan checken (Van Uijen & Toffolo, 2015).

Obsessieve overtuigingen zijn kernovertuigingen met betrekking tot gevaar,

verantwoordelijkheid en het belang van gedachten (Obsessive Compulsive Cognitions Working Group, 2005; Abramowitz et al., 2008). Wellicht hangt depressie meer samen met deze kernovertuigingen dan met cognities, maar nader onderzoek is nodig om dit te kunnen bevestigen.

Een mogelijke verklaring voor het ontbreken van een algemeen effect van obsessieve-compulsieve cognities is dat de manipulatie van checkgedrag wellicht niet sterk genoeg was om een toename in cognities en obsessies te doen veroorzaken. De OBQ-44 RT meet

kernovertuigingen over verantwoordelijkheid en dreiging (Obsessive Compulsive Cognitions Working Group, 2005; Abramowitz et al., 2008). Het is niet verwonderlijk dat deze

overkoepelende ideeën niet worden beïnvloed door 10 dagen lang te checken. Mogelijkerwijs moet er vaker op de dag worden gecheckt, gedurende een langere periode. Een andere

verklaring is dat deelnemers minder hebben gecheckt dan van te voren was geïnstrueerd. Deelnemers zijn geprobeerd te motiveren door dagelijks een korte vragenlijst in te laten vullen. Ook hebben zij een sociaal wenselijkheidsschaal moeten invullen, waarbij zij moesten aangeven dat ze de antwoorden naar waarheid hebben ingevuld. Wellicht is dit niet de beste

wijze om dit te meten, aangezien het moeilijk te beoordelen is of dit naar waarheid is

ingevuld. De gemiddelde deelnemer gaf, in alle gevallen waarin hij de mogelijkheid had om te checken, aan dit in 43% van die gevallen daadwerkelijk te hebben gedaan bij Object A en 54% van de gevallen bij Object B. Dit percentage is aan de lage kant, wat er wellicht op wijst dat de manipulatie niet volledig is geslaagd, maar kan tevens worden verklaard door dat deelnemers mogelijkerwijs vaker in staat waren een object te checken dan de aangewezen vier maal per dag. Voor toekomstig onderzoek zouden deelnemers het checkgedrag in het lab kunnen uitvoeren onder aanwezigheid van een onderzoeker gedurende een periode van 30 dagen, zodat er controle is op het uitvoeren van het checkgedrag en dit ook langer plaatsvindt. Dit brengt echter wel de externe validiteit van het onderzoek in gevaar.

Er bleek geen invloed te zijn van Persoonsspecifieke items op obsessieve-compulsieve cognities in tegenstelling tot de verwachtingen. Deelnemers werden uitgesloten op de

screening wanneer zij al van te voren te veel checkten, dus wellicht was de mate van checken voorgaand aan het onderzoek niet sterk genoeg om tot een daadwerkelijk verschil in scores te leiden. In toekomstig onderzoek zou moeten worden gekeken naar een groep deelnemers die bepaalde objecten al heel vaak checken, bijvoorbeeld 4 maal op een dag 4 keer achter elkaar. Wellicht komt dan de invloed van Persoonsspecifieke items naar voren.

Een andere mogelijke verklaring voor het uitblijven van een algemeen effect, is dat het onderzoek te maken had met een power probleem. Vooraf was het aantal deelnemers

vastgesteld op 76, maar door het uitvallen van participanten rondden 58 deelnemers het onderzoek af. Dit is bezwaarlijk, aangezien dit er toe kan leiden dat een werkelijk effect niet gedetecteerd wordt en er sprake kan zijn van een false negative (Binnenkade & Van Geloven, 2016). Het is voor toekomstig onderzoek van belang dat er voldoende proefpersonen worden verworven.

overtuigingen, maar niet met obsessieve-compulsieve cognities. De OBQ-44 RT meet

kernovertuigingen over verantwoordelijkheid en dreiging (Obsessive Compulsive Cognitions Working Group, 2005). Kenmerkend voor depressie is het gevoel voor toegenomen

verantwoordelijkheid, wat ook terug te zien is bij OCS (Fineberg et al., 2005). Wellicht heeft deze samenhang er mee te maken dat de OBQ-44 RT zich richt op

verantwoordelijkheidsgevoel, wat sterk samenhangt met depressie, terwijl de cognities die de CCS meet, minder betrekking hebben op dit verantwoordelijkheidsgevoel. Verder onderzoek is hiernaar nodig.

Voorlopig kan worden geconcludeerd dat herhaaldelijk checken bijdraagt aan

cognities met betrekking tot de kans op gevaar en obsessieve overtuigingen samenhangen met depressieve cognities. Een algemeen effect van herhaaldelijk checken op

obsessieve-compulsieve cognities blijft echter uit. De resultaten lijken in de juiste richting te wijzen, maar zijn nog geen hard bewijs. Toekomstig onderzoek is dan ook nodig om te achterhalen of checken wel of geen effect heeft op cognities met betrekking tot gevaar en obsessieve

Literatuurlijst

Abramowitz, J.S., Lackey, G.R., & Wheaton, M.G. (2008). Obsessive-compulsive symptoms: The contribution of obsessional beliefs and experiental avoidance. Journal of Anxiety

Disorders, 23, 160-166.

Abramowitz, J.S., Storch, E.A., Keeley, M., & Cordell, E. (2007). Obsessive-compulsive disorder with comorbid major depression: what is the role of cognitive factors?

Behaviour Research and Therapy, 41(9), 1069-1079.

Abramowitz, J.S., Taylor, S., & McKay D. (2009). Obsessive-compulsive disorder. Lancet,

374, 491-499.

Binnenkade, J.M., & Van Geloven, N. (2016). Poweranalyse.

Opgehaald van https://wikistatistiek.amc.nl/index.php/Poweranalyse

Boschen, M.J., & Vuksanovic, D. (2007). Deteriorating memory confidence, responsibility perceptions and repeated checking: Comparisons in OCD and control samples.

Behaviour Research and Therapy, 45, 2098-2109.

Calamari, J.E., Wiegartz, P.S., & Janeck, A.S. (1998). Obsessive-compulsive disorder subgroups: a symptom-based clustering approach. Behaviour Research and Therapy,

37, 113- 125.

Calamari, J.E., Wiegartz, P.S., Riemann, B.C., Cohen, R.J., Greer, A., Jacobi, D.M., Jahn, S.C., & Carmin, C. (2003). Obsessive–compulsive disorder subtypes: an attempted

replication and extension of a symptom-based taxonomy. Behaviour Research and

Therapy, 42, 647–670

Cohen, J. (1992). A Power Primer. Psychological Bulletin, 112(1), 155-159.

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.

Dek, E.C.P., Van den Hout, M.A., Giele, C.L., & Engelhard, I.M. (2014). Automatization and familiarity in repeated checking. Journal of Obsessive-Compulsive and Related

Disorders, 3, 303-310.

Engelhard, I.M., Van Uijen, S.L., Van Seters, N., & Velu, N. (2015). The Effects of Safety Behavior Directed Towards a Safety Cue on Perceptions of Threat. Behavior Therapy,

46, 604-610.

Feygin, D.L., Swain, J.E., & Leckman, J.F. (2006). The normalcy of neurosis: evolutionary origins of obsessive-compulsive disorder and related behaviors. Progress in

Neuropsychopharmacolology & Biological Psychiatry, 30(5), 854-64.

Fineberg, N.A., Fourie, H., Gale, T.M., & Sivakumaran, T. (2005). Comorbid depression in obsessive compulsive disorder (OCD): symptomatic differences to major depressive disorder. Journal of Affective Disorders, 86, 327-330.

Foa, E. B., Huppert, J. D., Leiberg, S., Langner, R., Kichic, R., Hajcak, G., & Salkovskis, P. M. (2002). The Obsessive-Compulsive Inventory: development and validation of a short version. Psychological Assessment, 14, 485.

Fullana, M.A., Mataix-Fols, D., Caspi, A., Harrington, H., Grisham, J.R., Molffitt, T.E., & Poulton, R. (2009). Obsessions and Compulsions in the Community: Prevalence, Interference, Help-Seeking, Developmental Stability, and Co-Occurring Psychiatric Conditions. The American Journal of Psychiatry, 166, 329-336.

Ladouceur, R., Rhéaume, J., Gagnon, F., Thibodeau, N., Freeston, M.H., Dugas, M.J., & Fournier, S. (2000). Strategies Used With Intrusive Thoughts: A Comparison of OCD Patients With Anxious and Community Controls. Journal of Abnormal Psychology,

109(2), 179-187.

Mancini, F., Gragnani, A., & D’Olimpio, F. (2001). The connection between disgust and obsessions and compulsions in a non-clinical sample. Personality and Invidual

Differences, 31, 1173-1180.

UvA Wiki - Methodologiewinkel z.j. Normaliteit.

Opgehaald van http://wiki.uva.nl/methodologiewinkel/index.php/Normaliteit

Nederlands Jeugdinstituut z.j. Beck Depression Inventory-II (BDI-II-NL).

Opgehaald van http://www.nji.nl

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., Cisler, J., McKay, D., & Philiphs, M.L. (2009). Is disgust associated with psychopathology? Emerging research in the anxiety disorders. Psychiatry Research,

175, 1-10.

Olatunji, B.O., Ebesutani, C., David, B., Fan, Q., & McGrath, P.B. (2011). Disgust proneness and obsessive-compulsive symptoms in a clinical sample: structural differentiation from negative affect. Journal of Anxiety Disorders, 25, 932-938.

Olatunji, B.O., Etzel, E.N., Tomarken, A.J., Ciesielski, B.G., & Deacon, B. (2011). The effects of safety behaviours on health anxiety: An experimental investigation.

Behaviour Research and Therapy, 49, 719-728.

Rachman, S. (1999). Obsessions, responsibility and guilt. Behaviour Research and Therapy,

31(2), 149-154.

Rachman, S. (2002). A cognitive theory of compulsive checking. Behaviour Research and

Therapy, 4, 625-639.

Rapoport, J.L., & Fiske, A. (1998). The new biology of obsessive-compulsive disorder: Implications for evolutionary psychology. Perspectives in Biology and Medicine, 41, 159-175.

Robins, L.N., Helzer, J.E., Weissman, M.M., Orvaschel, H., Gruenberg, E., Burke, J.D. Jr., & Regier, D.A., (1984). Lifetime prevalence of specific psychiatric disorders in three sites. Archives of General Psychiatry, 41, 949 – 958.

Ruscio, A.M., Stein, D.J., Chiu, W.T., & Kessler, R.C. (2010). The epidemiology of obsessive- compulsive disorder in the National Comorbidity Survey Replication.

Molecular Psychiatry, 15, 53-63.

Salkovskis, P.M., Thorpe, S.J., Wahl, K., Wroe, A.L., & Forrester, E. (2003). Neutralizing increases discomfort associated with obsessional thoughts: An experimental study with obsessional patients. Journal of Abnormal Psychology, 112, 709-715.

Toffolo, M.B.J., Van den Hout, M.A., Engelhard, I.M., Hooge, I.T.C., & Cath, D.C. (2014). Uncertainty, checking and intolerance of uncertainty in subclinical obsessive

compulsive disorder: An extended replication. Journal of Obsessive-Compulsive and

Related Disorders, 3, 338-344.

Van der Does, A.J.W. (2002). BDI-II-NL. Handleiding. De Nederlandse versie van de Beck Depression Inventory-2nd edition. Lisse: Harcourt Test Publishers.

Van den Hout, M., & Kindt, M. (2002). Repeated checking causes memory distrust.

Behaviour Research and Therapy, 41, 301-316.

cognitions about the severity of threat. Behavior Therapy, 46, 521-531.

Woo, C.W., Kwon, S.M., Lim, Y.J., & Shin, M.S. (2010). The Obsessive-Compulsive Inventory-Revised (OCI-R): Psychometric properties of the Korean version and the order, gender and cultural effects. Journal of Behavior Therapy & Experimental

Psychiatry, 41, 22-277.

Wortelboer, E. (2016) Check, check, dubbelcheck: De gevolgen van herhaaldelijk checken (bachelorthese).

Opgehaald van http://www.scriptiesonline.uba.uva.nl/scriptie/615017

Yap, K., Mogan, C., & Kyrios, M. (2012). Obsessive-compulsive disorder and comorbid depression: The role of OCD-related and non-specific factors. Journal of Anxiety