Masterthese
De invloed van een Approach Avoidance Training op de
aandachts-, associatie- en toenaderingsbias bij jongeren met een
cannabisverslaving
Naam: Laurens Veldman Studentnummer: 5664845
Afstudeerrichting: Klinische ontwikkelingspsychologie Begeleider: Andrea Wolf
Tweede beoordelaar: Patrick Snellings Datum: 23 september 2014
Tweede versie
Inhoudsopgave Abstract ... 3 Inleiding ... 4 Methode ... 8 Resultaten ... 12 Discussie ... 16 Literatuurlijst ... 19 2
Abstract
In het huidige onderzoek werd bij jongeren met een cannabisverslaving gekeken of een Approach Avoidance Training (AAT) zorgt voor een afname van de aandachtsbias, de associatiebias en de toenaderingsbias. De AAT-training bestond uit het wegduwen van plaatjes met een
cannabisgerelateerde inhoud. Er was een controle conditie die een placebo training kreeg. Voor aanvang en na afloop van de training werd de aandachtsbias gemeten met de Stroop, de associatiebias met de Impliciete Associatie Taak (IAT) en de toenaderingsbias met de AAT-test. De resultaten van 22 proefpersonen waren geschikt om mee te nemen in de analyses. In het huidige onderzoek werd volgens verwachting een associatie- en toenaderingsbias gevonden, maar geen aandachtsbias. Er is geen bewijs gevonden dat de huidige training zorgt voor een sterker trainingseffect dan een placebo training. Een mogelijke verklaring hiervoor is het beperkte aantal proefpersonen.
Inleiding
In Nederland heeft 7,7% van de scholieren van het voortgezet onderwijs in de afgelopen maand cannabis gebruikt. Van deze jongeren heeft 15% in de afgelopen maand tien of meer joints gerookt (Verdurmen et al., 2012). Scholieren die cannabis gebruiken vertonen vaker agressief en delinquent gedrag en hebben vaker schoolproblemen dan leeftijdsgenoten die niet blowen (Monshouwer et al., 2006). Binnen probleemgroepen is het cannabisgebruik hoger. Bijvoorbeeld onder jongens in justitiële inrichtingen is het percentage dagelijkse cannabisgebruikers 16% versus 1% in het reguliere voortgezet onderwijs (Kepper, Monshouwer & Vollebergh, 2011). Uit een prospectief onderzoek onder 1037 personen kwam naar voren dat langdurig cannabisgebruik onder adolescenten correleert met verminderd neuropsychologisch functioneren en cognitieve problemen op latere leeftijd (Meier et al., 2012). In 2012 meldden zich 10207 mensen bij de verslavingszorg met een primair cannabisprobleem. Hiervan was 17% tussen de 15 en 19 jaar oud (Wisselink, Kuijpers & Mol, 2013). Bovengenoemde cijfers maken duidelijk dat het belangrijk is dat er geschikte behandelingen worden gegeven aan adolescenten met een cannabisprobleem.
In de DSM-IV wordt onderscheid gemaakt tussen cannabismisbruik en
cannabisafhankelijkheid (DSM-IV-TR, 1994). Er is sprake van cannabismisbruik wanneer iemand door gebruik zijn werk, school of sociale contacten verwaarloost, in aanraking komt met politie en riskant gedrag vertoont. Om te voldoen aan de diagnose cannabisafhankelijkheid (verslaving) dient hiernaast sprake te zijn van afhankelijkheid of ontwenningsverschijnselen. Afhankelijkheid houdt in dat de gebruiker niet in staat is om te stoppen met het gebruik van cannabis, of hier erg veel moeite mee heeft.
Volgens het duaal-procesmodel wordt gedrag gestuurd door twee afzonderlijke systemen, namelijk: een ‘gecontroleerd’, langzaam en reflectief systeem en een ‘automatisch’, snel en associatief systeem (Wiers, Bartholow & Wildenberg, 2007). Wanneer mensen gezond zijn, is het controlerende systeem in staat om het automatische systeem te bedwingen. Deze mensen gebruiken niet, of zijn in staat om hun gebruik te beperken. Bij mensen die verslaafd zijn lijkt er sprake te zijn van een relatief sterk automatisch systeem en een relatief zwak controlerend systeem. Deze mensen grijpen
automatisch naar een middel en het controlerende systeem is niet in staat om deze neiging te
onderdrukken. In de verslavingszorg wordt door middel van therapie geprobeerd om het controlerende systeem te versterken. Cognitieve gedragstherapie (CGT) is op dit moment de meest gebruikte en meest effectieve behandelvorm (Rigter, Gageldonk van, Ketelaars & Laar van, 2004). Volgens het CGT-model wordt gedrag veroorzaakt door gedachten. Er wordt geprobeerd om de (irrationele) gedachten van cliënten die leiden tot gebruik te veranderen (en daarmee ook het gedrag). Hoewel er aanwijzingen zijn dat cannabismisbruik en cannabisafhankelijkheid op deze manier enigszins kan worden behandeld zijn er weinig cliënten na behandeling abstinent (Denis, Lavie, Fatséas &
Auriacombe, 2008). Blijkbaar spelen de automatische processen een grote rol in het in stand houden van een verslaving. Specifiek tijdens de adolescentie is het controlerende systeem bovendien nog niet volledig ontwikkeld, waardoor adolescenten extra gevoelig zouden kunnen zijn voor verslaving (Gladwin, Figner, Crone & Wiers, 2011).
Versterking van het controlerende systeem zorgt er dus lang niet altijd voor dat gebruikers hun gedrag onder controle krijgen. Veel gebruikers stoppen niet met gebruik ondanks dat ze weten dat drugsgebruik hen meer nadelen op de lange termijn, dan voordelen op de korte termijn zal opleveren (Stacy & Wiers, 2010). Blijkbaar is het controlerende systeem niet altijd in staat om het versterkte automatische systeem te onderdrukken. De incentive-sensitization theorie van Robinson & Berridge (2003) verklaard waarom het automatische systeem sterker kan worden bij veelvuldige gebruik. Bij het gebruik van cannabis komt dopamine vrij en dit activeert het mesocorticale circuit (Kelley & Berridge, 2002). Dit hersencircuit is verantwoordelijk voor motivatie en emotie. Bij veelvuldig drugsgebruik kan het mesocorticale circuit overgevoelig worden voor dopamine (Robinson & Berridge, 2013). Dit leidt tot een verhoogde motivatie om te gebruiken en zorgt ervoor dat prikkels uit de omgeving die samenhangen met het middel extra opvallend worden. Mensen met een
verslaving richten hun aandacht daardoor eerder op middelengerelateerde prikkels dan op neutrale prikkels. Dit wordt ook wel de aandachtsbias genoemd (Field & Cox, 2008). Volgens het duaal-procesmodel leidt het ontvangen van middelengerelateerde prikkels automatisch tot positieve of negatieve geheugenassociaties. Positieve geheugenassociaties vergroten de kans op
toenaderingsgedrag (Rooke, Heine & Thorsteinsson, 2008). Deze automatische toenadering naar prikkels die geassocieerd zijn met het middel, noemt men de toenaderingsbias.
Volgens het duaal-procesmodel is er dus sprake van drie biases: de aandachtsbias, associatiebias en de toenaderingsbias. Deze biases maken het voor een gebruiker moeilijk om te stoppen met gebruik. De persoon probeert het gedrag onder controle te krijgen, maar wordt constant geconfronteerd met het middel. De aandachtsbias kan gemeten worden met behulp van de visual
probe taak (Macleod, Mathews & Tata, 1986). Bij deze taak worden op een computerscherm naast
elkaar een middelen gerelateerde stimulus en een niet-middelen gerelateerde stimulus aangeboden. Wanneer de stimuli verdwijnen, verschijnt op de plek van één van de twee stimuli een stip. De proefpersoon moet aangeven aan welke kant de stip verschijnt. Mensen met een verslaving reageren relatief sneller dan mensen die geen verslaving hebben wanneer de stip op de plaats van de middelen gerelateerde stimulus komt (Field & Cox, 2008). Dit betekent dat hun aandacht meer wordt getrokken door middelen gerelateerde stimuli.
Daarnaast kan de aandachtsbias worden gemeten door de mate van interferentie die een persoon laat zien op de Stroop-taak. Hiervoor is een Stroop-taak ontwikkelt die middelen gerelateerde woorden bevat. Gebruikers van een middel zijn relatief langzamer in het aangeven van de kleur
wanneer zij de kleur van een middelen gerelateerd woord moeten opnoemen. Dit komt waarschijnlijk doordat ze direct de betekenis van het middelen gerelateerde woord verwerken en dit interfereert met de snelheid van het opnoemen van de kleur van het woord. De aandachtsbias is gevonden bij mensen met een rook, alcohol, cannabis en gokverslaving (Cox, Hogan, Kristian & Race, 2006; Ehrman, Robbins, Bromwell, Lankford, Monterosso & O’Brien, 2002; Field et al., 2004; Hønsi, Mentzoni, Molde & Pallessen, 2013; Jones, Jones, Blundell & Bruce, 2002; Teunissen, Spijkerman, Engels, Schoenmakers & Vohs, 2012).
De associatiebias wordt voornamelijk onderzocht met behulp van een Impliciete Associatie Taak (IAT). Door middel van deze taak wordt gekeken of er sprake is van een associatie tussen twee verschillende concepten. Bij deze taak dienen woorden in een bepaalde categorie ondergebracht te worden. Wanneer er sprake is van een sterke associatie tussen twee concepten kunnen mensen deze woorden sneller in een categorie onderbrengen. Field et al. (2004) vonden dat cannabisgebruikers mindere sterke negatieve associaties hadden met cannabis dan niet-cannabisgebruikers.
De toenaderingsbias wordt gemeten door middel van de Approach Avoidance Task (AAT). Bij deze taak krijgen proefpersonen een plaatje (neutraal of middelengerelateerd) te zien en krijgen de opdracht om dit plaatje van zich af te duwen of naar zich toe te trekken. Het wegduwen of naar zich toe trekken staat los van de inhoud van het plaatje, maar wordt bepaald door de rotatie van het plaatje (plaatjes staan naar links of naar rechts gekanteld). Het onderzoek van Cousijn, Goudriaan & Wiers (2011) laat zien dat cannabisgebruikers in de leeftijd van 18-25 jaar meer toenadering naar cannabis vertoonden vergeleken met een controle groep van mensen die geen cannabis gebruiken. Bovendien bleek de sterkte van de toenaderingsbias voorspellend te zijn voor het cannabisgebruik na zes maanden. Daarnaast laat het onderzoek van Wiers, Rinck, Dictus & Van de Wildenburg (2009) zien dat proefpersonen die genetisch gezien gevoeliger zijn voor verslaving sneller waren in het naar zich toe trekken van alcohol-gerelateerde plaatjes. Bovenstaande onderzoeken zijn uitgevoerd bij
volwassenen. Het onderzoek van Peeters et al. (2012) laat zien dat ook adolescenten (gemiddelde leeftijd = 13,6 jaar) die een toenaderingsbias hebben naar alcohol vaker probleemdrinkers zijn dan adolescenten die geen toenaderingsbias hebben.
De AAT kan gebruikt worden om de toenaderingsbias te meten, maar kan ook gebruikt worden om de automatische actietendens te veranderen. Dit wordt cognitive-bias modification (CBM) genoemd. Wiers, Rinck Kordts, Houben & Starck (2010) gebruikten als eersten CBM bij zware drinkers. Zij ontwikkelden een AAT-training die ervoor zorgde dat proefpersonen in de experimentele conditie alcoholgerelateerde plaatjes van zich af moesten duwen en frisdrank plaatjes naar zich toe moesten trekken met behulp van een joystick. In de controle conditie kregen proefpersonen een placebo training, zij duwden de helft van de plaatjes van zich af en trokken de andere helft naar zich toe. Na de training bleek dat alleen bij de proefpersonen uit de experimentele conditie de
toenaderingsbias was veranderd in een vermijdingsbias. Bovendien dronken de proefpersonen uit de experimentele conditie een minder grote hoeveelheid alcohol tijdens een smaak-test vlak na het onderzoek. Wiers, Eber, Rinck, Becker & Lindemeyer (2011) gebruikten CBM om de
toenaderingsbias te doen afnemen bij alcoholverslaafden die waren opgenomen in een kliniek.
Wederom bleek dat de automatische actietendens veranderd kon worden. Daarnaast bleek dat er onder de proefpersonen in de experimentele conditie minder sprake was van terugval dan onder de
proefpersonen in de controle conditie.
Er is nog geen onderzoek gedaan of CBM ook effectief is bij jongeren met cannabisverslaving. In het huidige onderzoek wordt daarom de invloed van een AAT-training op de toenaderingsbias onderzocht. Daarnaast zal gekeken worden of de AAT-training invloed heeft op de aandachtsbias en de associatiebias. De verwachting is dat toenaderingsbias significant vermindert door de AAT-training en dat dit effect generaliseert naar de aandachtsbias en de associatiebias, zij zullen ook significant afnemen.
Als blijkt dat de training effectief blijkt te zijn, dan is dat goed nieuws voor jongeren met een cannabisverslaving. Een sterke toenaderingsbias is namelijk een voorspeller voor toekomstig
cannabisgebruik (Cousijn, 2011). De huidige training zou gemakkelijk geïmplementeerd kunnen worden naast een reguliere behandeling. De kosten zullen laag zijn en de trainingsduur is kort. Het zou in lijn zijn met het duaal-proces model om zowel interventies uit te voeren die zich richten op het ‘controlerende’ systeem als op het ‘automatische’ systeem.
Methode
Proefpersonen
De deelnemers aan het huidige onderzoek waren 60 jongeren tussen de 14 jaar en 21 jaar oud (M = 17.77 jaar, SD = 2.31). De jongeren waren opgenomen bij Mistral D-TOX en kliniek in Den Haag, onderdeel van Brijder Jeugd of waren ambulant in behandeling bij Jellinek Verslavingszorg. Deelnemers deden mee aan het onderzoek wanneer op basis van de criteria van de DSM-IV-TR sprake was van een diagnose cannabisverslaving of - misbruik. Daarnaast dienden ze op de Cannabis
Use Disorder Identification Test (CUDIT; Adamson et al., 2003) een score van 8 of hoger te halen.
De deelnemers waren voorafgaand aan het onderzoek minimaal een dag abstinent van middelen. Na aanvang van het onderzoek gebruikten de deelnemers geen middelen meer, dit werd gecontroleerd door middel van urinetests. De deelnemers kregen geen beloning voor deelname aan het onderzoek.
Apparatuur
De afname van alle tests gebeurde op computers bij Mistral. De tests werden afgenomen via het programma ‘Survey Tool’.
CUDIT
De CUDIT is een vragenlijst die bestaat uit 10 items. Met deze vragenlijst wordt de frequentie van het cannabisgebruik in kaart gebracht. De items hebben vijf antwoordmogelijkheden die lopen van geen gebruik tot veel gebruik. Er kan na omscoring een totale minimale score van nul en een maximale score van vier per item worden behaald. Dit geeft een totale maximale score van 40. Een totale score van acht of meer is een goede indicatie voor cannabisproblematiek. Bij deze score heeft de CUDIT een sensitiviteit van 73,3% (Adamson et al., 2003). Een voorbeeld van een item is: Hoe
vaak gebruik je cannabis? De antwoordmogelijkheden zijn: nooit, minder dan maandelijks, 2 tot 4 keer per maand, 2 tot 3 keer per week, meer dan 4 keer per week.
Approach Avoidance Taak (training)
In dit onderzoek werd gebruik gemaakt van een AAT die werd bedient door middel van het indrukken van de pijltjestoetsen (↑, voor push en ↓ voor pull) op het toetsenbord. Bij push verdween het plaatje langzaam uit beeld (werd kleiner) en bij pull kwam het plaatje langzaam naar de
proefpersoon toe (werd groter). De handeling van het indrukken in combinatie met het visuele effect 8
creëert een gevoel van toenadering of vermijding. De plaatjes werden naar rechts of naar links
gekanteld aangeboden. Op basis van deze rotatie moest de proefpersoon kiezen voor push of voor pull. De rotatie van de plaatjes naar links en rechts in combinatie met het wegduwen of toetrekken is at
random verdeeld. Een voorbeeld van een cannabisplaatje is een plaatje van een zakje cannabis, een
voorbeeld van een neutraal plaatje is een plaatje van iemand die sushi maakt. Ter motivatie kregen de proefpersonen op basis van de snelheid van antwoorden punten toegekend. Deze punten verschenen na iedere trial in beeld. Bij een foutief antwoord kreeg de deelnemer hier een melding van.
De experimentele conditie kreeg de AAT-training, waarin alle cannabisplaatjes en 10 % van de neutrale plaatjes werden weggeduwd. In de controle conditie moesten deelnemers zowel de cannabisplaatjes als de neutrale plaatjes 50/50 wegduwen en toetrekken. De proefleider en de
deelnemer werd niet verteld in welke conditie de deelnemer zat. De interne consistentie van de AAT is α = .68 (Cousijn, Goudriaan & Wiers, 2011).
Approach Avoidance Taak (meting)
Bij de voormeting en de nameting werd bij de deelnemers de sterkte van de toenaderingsbias gemeten door middel van een AAT. Deze werkte hetzelfde als in de trainingsfase, behalve dat de verhouding wegduwen/toetrekken steeds 50/50 is. De toenaderingsbias werd gemeten door de mediaan van de pull reactietijden van de cannabisgerelateerde plaatjes, af te trekken van de push reactietijden van de cannabisgerelateerde plaatjes. Bij een positieve score is er sprake van een
toenaderingsbias, bij een negatieve score is er sprake van vermijding. Deze berekening werd gemaakt voor zowel de voormeting als de nameting. Door middel van een vergelijking van het verschil tussen de voormeting en nameting per conditie werd gekeken of de training effect heeft gehad op de
toenaderingsbias bij de deelnemers. De interne consistentie van de AAT is α = .68 (Cousijn,
Goudriaan & Wiers, 2011).
Stroop
Bij de voormeting en de nameting werd bij de deelnemers de sterkte van de aandachtsbias gemeten door middel van de emotionele Stroop. Bij deze taak wordt een stimulus aangeboden die een bepaalde kleur heeft. De vier kleuren die worden aangeboden corresponderen met de toetsen ‘e’, ‘f’, ‘j’ en ‘i’ op het toetsenbord. Deelnemers dienen zo snel mogelijk de kleur van de stimulus te
rapporteren. Er worden aan cliënten cannabisgerelateerde (congruent) en niet cannabisgerelateerde woorden (congruent) aangeboden. De mediaan van de reactietijd voor congruente en niet-congruente stimuli wordt berekend. Er wordt veronderstelt dat het langzamer opnoemen van
congruente woorden wordt veroorzaakt door het automatisch verwerken van de semantische inhoud van het woord (Cox et al, 2006). Dit betekent dat een langzame reactietijd op congruente woorden is (ten opzichte van niet congruente woorden) een grotere aandachtsbias suggereert. Er wordt een interferentie score berekend door de gemiddelde reactietijd bij niet congruente woorden af te trekken van de gemiddelde reactietijd van congruente woorden. Hoe groter de waarde van dit getal is, hoe groter de aandachtsbias is. Het verschil tussen de voormeting en de nameting wordt per conditie vergeleken. De gemiddelde test-hertest betrouwbaarheid voor de emotionele Stroop is r = 0.82 (Sacks, Clark, Pols & Geffen, 1991).
Implicit Association Task (toenadering)
Bij de voormeting en de nameting werd bij de deelnemers de sterkte van de assocatiebias gemeten door middel van een IAT. Met behulp van de IAT kan worden gekeken of er sprake is van een associatie tussen twee concepten (categorieën). Bij deze taak moesten woorden worden ingedeeld in categorieën. In het midden van het scherm werden steeds één of twee categorieën getoond en vervolgens één woord. De deelnemers moesten door middel van de ‘e’ toets (JA) en de ‘i’ toets (NEE) aangeven of het getoonde woord in de categorie past. Wanneer de proefpersoon een woord verkeerd indeelde, verscheen er een melding en moest de proefpersoon op de juiste knop drukken voordat het volgende woord verscheen.
Eerst werd gemeten of er sprake was van een associatiebias voor toenaderingswoorden. Per fase werden steeds 12 trials aangeboden. In de eerste fase (oefenfase) was de categorie ‘cannabis’ of ‘neutraal’ en verschenen er dus steeds cannabis gerelateerde- en neutrale woorden (bijvoorbeeld: ‘joint’ en ‘kast’). In de tweede fase (oefenfase) was de categorie ‘benaderen’ of ‘vermijden’ met woorden als ‘aanraken’ en ‘loslaten’. In de derde, vierde, zesde en zevende fase werden de categorieën ‘benaderen’ of ‘vermijden’ gekoppeld met ‘cannabis’ of ‘neutraal’. Er verschenen dus twee categorieën op het beeldscherm. De categorieën werden gecounterbalanced. In de vijfde fase (oefenfase) was de categorie ‘vermijden’ of ‘benaderen’ (afhankelijk van de tweede fase) met woorden als ‘vastpakken’ en ‘ontwijken’. Het IAT-effect is het verschil in reactietijd tussen de combinatie ‘cannabis’ en ‘vermijden’ ten opzichte van ‘cannabis’ en ‘benaderen’.
Daarna werd gemeten of er sprake was van een positieve of negatieve associatie met cannabis
(valence). In de eerste fase (oefenfase) was de categorie ‘cannabis’ of ‘neutraal’ en verschenen er dus
steeds cannabis gerelateerde- en neutrale woorden (bijvoorbeeld: ‘joint’ en ‘kast’). In de tweede fase (oefenfase) was de categorie ‘aangenaam’ of ‘vervelend’ met woorden als ‘gezellig’ en ‘moe’. In de derde, vierde, zesde en zevende fase werden de categorieën ‘aangenaam’ of ‘vervelend’ gekoppeld met ‘cannabis’ of ‘neutraal’. Er verschenen dus twee woorden op het beeldscherm. De categorieën
werden gecounterbalanced. In de vijfde fase (oefenfase) was de categorie ‘aangenaam’ of ‘vervelend’ (afhankelijk van de tweede fase) met woorden als ‘gezellig’ en ‘moe’. Het IAT-effect is het verschil in reactietijd tussen de combinatie ‘cannabis’ en ‘vervelend’ ten opzichte van ‘cannabis’ en
‘aangenaam’.
De afname van de IAT duurt ongeveer 5 minuten. De IAT heeft een interne consistentie van
α - .70 (Bluemeke en Friese, 2008).
Procedure
Deelnemers van Brijder Mistral die deelnamen aan het onderzoek werden door de proefleider gevraagd of ze mee wilden doen aan het onderzoek. Voor aanvang van het onderzoek tekenden de deelnemers een informed consent formulier. Vervolgens werden alle taken en vragenlijsten op de computer gemaakt. De proefleider was gedurende het hele onderzoek aanwezig om eventuele vragen te beantwoorden. Om toegang te krijgen tot het onderzoek moesten de deelnemers een account aanmaken bij Survey Tool. Bij de voormeting werden demografische gegevens uitgevraagd, vervolgens werden de CUDIT, Stroop, IAT en AAT-meting afgenomen. Daarna werden de deelnemers at random toegewezen aan de experimentele - en de controle conditie. Ten slotte werd direct de eerste trainingssessie of de placebo trainingssessie gedaan. De voormeting en de eerste trainingssessie duurde ongeveer anderhalf uur. De tweede, derde en vierde trainingssessie volgden minimaal 24 uur en maximaal 120 uur later. Dit werd door het computerprogramma bijgehouden. Direct na de vierde trainingssessie volgde de nameting. Bij de nameting werd de Stroop, IAT en AAT-meting afgenomen. Na het onderzoek kregen de deelnemers een debriefing.
Data analyse
In dit onderzoek wordt gemeten of er sprake is van een trainingseffect. Dit wordt onderzocht door veranderingen in de toenaderingsbias (AAT), de automatische actietendensen (IAT) en de aandachtsbias (Stroop) te meten.
Resultaten
Proefpersonen
In totaal deden er 60 proefpersonen mee aan het onderzoek, hiervan bleken er 38 de training niet volledig afgerond te hebben. Dit kwam bijvoorbeeld doordat de nameting niet was gedaan of dat proefpersonen vroegtijdig met de training stopten. De resultaten van deze personen zijn niet
meegenomen in verdere analyses. Van de overgebleven 22 proefpersonen hebben drie proefpersonen zes trainingssessies gekregen. Dit wijkt af van het in de methodesectie genoemde aantal. Dit komt doordat het aantal trainingssessies recentelijk is ingekort van zes sessies naar vier sessie.
Voor alle proefpersonen werd per categorie van de AAT (cannabis/neutraal en push/pull) het aantal fouten (errors) berekend. Er is sprake van een error wanneer een proefpersoon de verkeerde toets indrukt of wanneer de reactietijd kleiner is dan 200 milliseconden of groter is van 2000
milliseconden. Bij drie proefpersonen bleek dat zij op één AAT categorie een errorpercentage hadden dat hoger was dan 35%. Zij werden wel in de analyses meegenomen omdat ze slechts op één AAT een te hoog errorpercentage hadden. In Tabel 1 staan de gemiddelde leeftijd en de CUDIT-score van de proefpersonen die zijn meegenomen in het onderzoek. Er is geen significant verschil tussen de condities voor wat betreft gemiddelde leeftijd, t (20) = 0,034, p = 0,973 en CUDIT-score, t (20) = 0,566, p = 0,566.
Tabel 1.
Gemiddelden en standaarddeviaties (tussen haakjes) van de leeftijd en score op de CUDIT voor de experimentele – en de controle conditie.
Alle proefpersonen Experimentele conditie (n = 14) Controle conditie (n = 8) Gemiddelde leeftijd 17,77 (2,308) 17,79 (2,293) 17,75 (2,493) CUDIT-score 36,82 (5,645) 37,36 (6,246) 35,88 (1,641) Aandachtsbias
Voor iedere proefpersoon is eerst de mediaan van de reactietijden op congruente en niet-congruente woorden berekend, zie Tabel 2. Vervolgens is de interferentiescore berekend door de mediaan van de niet-congruente woorden af te trekken van de congruente woorden, zie Tabel 3.
Tabel 2.
Gemiddelden en standaarddeviaties (tussen haakjes) van de mediaan van de reactietijden op de Stroop bij de voor- en nameting per conditie voor congruente en niet-congruente woorden.
Trainingsconditie Controle conditie
Voormeting congruent 0,690 (0,029) 0,757 (0,037)
Voormeting niet-congruent 0,706 (0,031) 0,759 (0,040)
Nameting congruent 0,622 (0,024) 0,655 (0,031)
Nameting niet congruent 0,621 (0,023) 0,644 (0,029)
Tabel 3.
Gemiddelden en standaarddeviaties (tussen haakjes) van de interferentiescores op de Stroop Trainingsconditie Controle conditie
Voormeting interferentiescore 18,86 (49,88) 1,58 (55,05) Nameting interferentiescore -0,86 (33,02) -11,01 (52,50)
Eerst is er gekeken of er bij alle proefpersonen bij de voormeting sprake was van een
aandachtsbias. Hier bleek geen sprake van te zijn, de interferentiescore bleek niet significant van 0 te verschillen, t (21) = 1,152, p = 0,262. Desondanks is er gekeken of er sprake was van een sterkere afname van de aandachtsbias bij de trainingsconditie dan bij de controle conditie. Dit is gedaan door de interferentiescore van de nameting af te trekken van de interferentiescore van de voormeting. Een positieve waarde van het berekende getal staat voor een afname van de aandachtsbias. Door middel van een onafhankelijke t-toets is gekeken of er sprake was van een sterker trainingseffect in de trainingsconditie dan in de controle conditie. Er bleek geen significant verschil te zijn op de
verschilscore in de trainingsconditie (M = 16,0, SD = 50,8) en de controle conditie (M = 12,6; SD = 74,6), t (19) = 0,162, p = 0,901.
Toenaderingsbias
De toenaderingsbias werd gemeten door de mediaan van de pull reactietijden van de cannabisgerelateerde plaatjes af te trekken van de push reactietijden van de cannabisgerelateerde plaatjes. Door middel van een t-toets is gekeken of er bij de voormeting sprake was van een
toenaderingsbias. De gemiddelde AAT-score bij cannabisplaatjes werd vergeleken met de gemiddelde AAT-score bij de neutrale plaatjes, zie Tabel 4. De gemiddelden verschillen significant van elkaar, t (21) = 1,828, p = 0,041. Dit geeft aan dat er volgens verwachting voor aanvang van de training sprake is van een sterkere toenadering naar cannabis dan naar neutrale plaatjes. Daarnaast is met behulp van twee t-toetsen vast komen te staan dat er geen significant verschil was in de mate van
toenaderingsbias tussen de twee condities voor wat betreft cannabisplaatjes t (20) = -0,828, p = 0,418 en voor wat betreft neutrale plaatjes t (20) = -0,216, p = 0,831.
Vervolgens werd gekeken of er sprake was van een trainingseffect. Hiervoor werd gebruik gemaakt van een ANOVA. Omdat er sprake is van twee condities hoeft er niet voor sphericiteit
gecontroleerd te worden. Als within-subject categorieën werden tijd (voormeting versus nameting) en categorie (cannabis-stimuli versus neutrale stimuli) ingesteld, als between-subject factor werd groep (trainingsconditie versus controle conditie) ingesteld. De vier AAT-scores van de categorieën cannabis en neutrale stimuli op de voor- en nameting waren de afhankelijke variabelen.
Er werd geen hoofdeffect gevonden voor tijd, F (1, 20) = 1,377, p = 0,254 en categorie, F (1, 20) = 2,402, p = 0,137. Dit betekent dat er tussen de voormeting en de nameting geen significant verschil is in de snelheid waarmee jongeren plaatjes van cannabis of neutrale plaatjes van zich
afduwen of naar zich toe halen. Daarnaast is er geen verschil tussen de voor- en de nameting voor wat betreft de snelheid van duwen en trekken van plaatjes. Er zijn geen significante interactie-effecten gevonden voor categorie en tijd F (1, 20) = 1,093, p = 0,308 en voor conditie en categorie F (1, 20) = 0,258, p = 0,617. Voor tijd en conditie F (1,20) = 0,228, p = 0,638 werd ook geen significant
interactie effect gevonden. Dit betekent dat jongeren in de experimentele conditie geen sterkere afname van de toenaderingsbias hadden dan jongeren uit de controle conditie. Er is dus geen sprake van een trainingseffect. Dit is niet volgens verwachting.
Tabel 4.
Gemiddelden en standaarddeviaties (tussen haakjes) van de AAT-scores (mediaan push-pull) op de voor- en nameting per conditie.
Trainingsconditie Controle conditie
Voormeting AAT cannabis 4,89 (88,51) 38,63 (98,00)
Voormeting AAT neutraal 26,39 (84,46) 18,00 (93,38)
Nameting AAT cannabis -15,93 (71,78) -1,56 (71,71)
Nameting AAT neutraal - 26,75 (66,73) -28,06 (97,54)
Associatiebias
Voor iedere proefpersoon is een D600-waarde uitgerekend. Deze waarde geeft de sterkte van de associatiebias weer. Bij een waarde van nul is er geen sprake van een bias. De gemiddelde D-waarden staan in Tabel 5.
Eerst is er gekeken of er sprake is van een associatiebias voor wat betreft toenadering. Door middel van t-toets is gekeken of de waarde van D bij de voormeting significant van nul afweek. Er blijkt sprake te zijn van een associatiebias voor toenadering, t (21) = 1,811, p = 0,042. Daarna is er door middel van een t-toets gecontroleerd of er bij de voormeting sprake was van een verschil in associatiebias tussen de experimentele conditie en de controle conditie. Er bleek geen significant verschil te bestaan tussen de condities, t (20) = 0,551, p = 0,588. Vervolgens is er door middel van een ANOVA gekeken of er sprake is van een trainingseffect. Omdat er sprake is van twee condities hoeft
er niet voor sphericiteit gecontroleerd te worden. Als within-subject categorie werd tijd (voormeting en nameting) ingesteld en als between-subject factor werd groep (experimentele conditie versus controle conditie) ingesteld. Er werd geen hoofdeffect gevonden voor tijd, F (1,20) = 0,073, p = 0,790 en er werd geen interactie-effect gevonden tussen tijd en groep, F (1,20) = 0,074, p = 0,788. Dit betekent dat er geen significante afname van de associatiebias heeft plaatsgevonden met betrekking tot toenadering en dat er dus geen sprake is van een trainingseffect. Dit is niet volgens verwachting.
Er is gekeken of er sprake is van een associatiebias voor wat betreft valence. Door middel van
t-toets is gekeken of de waarde van D bij de voormeting significant van nul afweek. Er blijkt sprake te
zijn van een associatiebias voor valence, t (21) = 1,855, p = 0,039. Daarna is er door middel van een onafhankelijke t-toets gecontroleerd of er bij de voormeting sprake was van een verschil in
associatiebias tussen de experimentele conditie en de controle conditie. Er bleek geen significant verschil te bestaan tussen de condities, t (20) = 1,633, p = 0,118. Vervolgens is er door middel van een ANOVA gekeken of er sprake is van een trainingseffect. Omdat er sprake is van twee condities hoeft er niet voor sphericiteit gecontroleerd te worden. Als within-subject categorie werd tijd (voormeting en nameting) ingesteld en als between-subject factor werd groep (experimentele conditie versus controle conditie) ingesteld. Er werd geen hoofdeffect gevonden voor tijd, F (1,20) = 0,003, p = 0,958 en er werd geen interactie-effect gevonden tussen tijd en groep, F (1,20) = 0,088, p = 0,770. Dit betekent dat er geen significante afname van de associatiebias heeft plaatsgevonden met betrekking tot valence en dat er dus geen sprake is van een trainingseffect. Dit is niet volgens verwachting.
Tabel 5.
Gemiddelden en standaarddeviaties (tussen haakjes) van de D-waarden voor de IAT (toenadering en valence) op de voor- en nameting per conditie.
Trainingsconditie Controle conditie
Voormeting toenadering 0,188 (0,107) 0,090 (0,142)
Voormeting valence 0,316 (0,125) -0,023 (0,166)
Nameting toenadering 0,130 (0,078) 0,090 (0,103)
Nameting valence 0,267 (0,136) 0,011 (0,181)
Discussie
In deze studie werd gekeken of een kortdurende AAT-training gebruikt kan worden om de toenaderingsbias, de associatiebias en de aandachtsbias te doen verminderen bij jongeren tussen de 16 en 23 jaar met een cannabisverslaving. De resultaten lieten zien dat er sprake was van een
toenaderingsbias voor cannabisplaatjes voor aanvang van het onderzoek. Dit is in lijn met het onderzoek van Cousijn, Goudriaan & Wiers (2011). Zij toonden ook al aan dat jongeren met een cannabisverslaving een sterkere toenaderingsbias hebben dan jongeren die geen cannabisverslaving hebben. In dat onderzoek bleek het hebben van een toenaderingsbias, een voorspeller voor toekomstig gebruik te zijn. Uit het huidige onderzoek bleek ook dat er sprake was van een associatiebias voor wat betreft woorden die met toenadering te maken hebben. Daarnaast was er sprake van een associatiebias in de valence-categorie. De jongeren uit het huidige onderzoek hebben dus naast een automatische toenaderingsreactie, een sterke associatie tussen de concepten ‘cannabis’ en ‘toenadering’ en ze koppelen makkelijker cannabis-woorden aan positieve dan aan negatieve woorden. Dit is in lijn met het duaal-procesmodel dat stelt dat verslaving wordt veroorzaakt door een imbalans tussen het automatische, gecontroleerde systeem en het reflectieve systeem. Bij de onderzochte jongeren lijkt sprake te zijn van een relatief sterk automatisch systeem. Het hierboven genoemde resultaat moet wel met enige terughoudendheid worden geïnterpreteerd, omdat er geen controle groep was. Het is niet aannemelijk, maar het kan niet uitgesloten worden dat ook jongeren die geen cannabisverslaving hebben een toenaderingsbias en associatiebias hebben.
Hoewel er voor aanvang van het onderzoek sprake was van een toenaderings- en
associatiebias bleek het in het huidige onderzoek niet mogelijk te zijn om deze te doen afnemen door middel van een kortdurende training. Er bleek geen sterkere afname van zowel de toenaderingsbias als de associatiebias (toenadering en valence) te zijn bij proefpersonen die een echte training hadden gekregen vergeleken met proefpersonen die een placebo training hadden gekregen. Dit is opvallend, omdat in eerder onderzoek dezelfde soort training zorgde voor een afname van de toenaderingsbias bij mensen met een alcoholverslaving (Wiers et al., 2011).
Een verklaring voor het uitblijven van een effect kan zijn dat cannabis geen logisch alternatief heeft. Bij de alcohol AAT-training worden frisdrank plaatjes gebruikt als alternatief voor alcohol. Deze plaatjes hebben wellicht een grotere aantrekkingskracht dan de neutrale plaatjes die gebruikt werden in de cannabis AAT-training. Doordat proefpersonen frisdrank plaatjes relatief sneller naar zich toetrekken en relatief minder snel van zich afduwen is er sprake van een minder grote bias.
Wellicht dat het uitblijven van een effect komt doordat proefpersonen in eerdere onderzoeken naast een AAT-training een standaard behandeling voor hun verslaving kregen. In het huidige
onderzoek is dit niet het geval. Een groot deel van de jongeren verbleef in een detox-afdeling, waar zij geen intensieve behandeling kregen, bovendien waren zij nog in ontwenning. De combinatie van het aanpakken van zowel het reflectieve systeem als het automatische systeem zorgt misschien voor een
significant resultaat. In vervolgonderzoek kan gekeken worden of standaardbehandeling een moderator is.
Opvallend was het lage percentage proefpersonen dat de gehele training en beide metingen afrondden. Dit heeft wellicht te maken met de doelgroep. Het is bekend dat er binnen de
verslavingszorg veel terugval is en met name bij jongeren (Cornelius et al., 2008). Voor aanvang van het onderzoek gaf een poweranalyse aan dat een minimale steekproef van 36 nodig zou zijn.
Uiteindelijk werden slechts 22 proefpersonen meegenomen in de analyses. Dit is wellicht de oorzaak van het uitblijven van significante resultaten. In het vervolg zal er net als in het onderzoek van Wiers et al. (2011) gebruik gemaakt moeten worden van voldoende proefpersonen.
Voor de toekomst is het belangrijk om te kijken hoe jongeren gemotiveerd kunnen worden om de training af te maken. Een hogere motivatie leidt waarschijnlijk tot minder uitval. Daarnaast zorgt een verhoogde motivatie tot een betere uitvoering van de trainingen, wat wellicht zorgt voor een groter trainingseffect. De voormeting duurde in totaal anderhalf uur en dit vergde vrij veel van deze jongeren hun aandacht en concentratie. De trainingssessies werden door sommige jongeren als saai ervaren. Bij de nameting hadden de jongeren al zeer veel trials achter de rug.
Wellicht is het mogelijk om in de toekomst een training te ontwikkelen die de jongeren meer uitdaagt. Dit zou kunnen door een puntensysteem te integreren. Op basis van de snelheid van
antwoorden krijgt de gebruiker punten. Jongeren worden door een puntensysteem misschien meer gemotiveerd. In de toekomst kan onderzocht worden of meer competitie zorgt voor een hogere motivatie. Daarnaast is het mogelijk om een beloning te koppelen aan deelname. Ookis het misschien zinvol om het nut van de training voor aanvang meer toe te lichten aan de jongeren, zodat zij
gemotiveerder zijn.
Een andere reden waarom jongeren minder gemotiveerd zouden kunnen zijn is dat zij vaak een meer ambivalente houding ten opzichte van hun middelengebruik hebben. Volwassenen zien over het algemeen voornamelijk nadelen van hun gebruik. Bij jongeren staan de nadelen misschien nog minder op de voorgrond. Doordat volwassenen meer gemotiveerd zijn om te stoppen, doen zij wellicht ook serieuzer mee aan het onderzoek, wat tot een groter trainingseffect leidt.
De AAT-nameting werd helemaal aan het einde van het onderzoek afgenomen. Wellicht dat proefpersonen tegen die tijd hun aandacht niet meer goed bij de taak konden houden. Dit kan ertoe leiden dat ze minder goed scoorden op de nameting dan ze eigenlijk zouden kunnen. Wanneer de nameting bijvoorbeeld een dag later afgenomen zou worden, wanneer de proefpersonen meer zijn uitgerust, is er wellicht sprake van een andere score.
Het doel van het huidige onderzoek was om te kijken of er aanleiding is om de AAT-training in de klinische praktijk te gaan gebruiken bij cannabisverslaving. Dit onderzoek laat nog niet zien dat dit noodzakelijk is. Toch zijn er aanwijzingen dat deze training een effect kan opleveren. Het is van belang dat er onderzoek met een grotere steekproef naar deze specifieke training komt. Daarnaast is het van belang om andere afhankelijke variabelen te onderzoeken. Het is bijvoorbeeld zinvol om te
kijken of de training een effect heeft op cannabisgebruik. Eerder onderzoek laat zien dat een AAT-training leidde tot minder terugval bij mensen met een alcoholverslaving (Wiers et al., 2011). Daarnaast kunnen er veranderingen aan de training worden gedaan of kan er voor een andere begeleiding van de patiënten worden gezorgd.
In het huidige onderzoek is wederom gerepliceerd dat mensen met een verslaving een toenaderingsbias en een associatiebias hebben ten opzichte van het middel waar zij problemen mee hebben. Eerder onderzoek toonde aan dat een vermindering in deze biases leidt tot een vermindering in gebruik (Cousijn et al., 2011). Daarom is het belangrijk om te blijven zoeken naar een manier om deze vermindering tot stand te brengen. Hoewel er in het huidige onderzoek nog geen vermindering in de biases bewerkstelligd werd door een AAT-training, geeft dit onderzoek genoeg aanknopingspunten voor verder onderzoek.
Literatuurlijst
Adamson S. J., Kay-Lambkin F.J., Baker, A.L., Lewin, T.J., Thornton, L., Kelly, B.J. & Sellman, J.D. (2010). An Improved Brief Measure of Cannabis Misuse: The Cannabis Use Disorders
Identification Test – Revised (CUDIT-R). Drug and Alcohol Dependence, 110, 137-143.
Bluemeke, M. & Friese, M. (2006). Do features of stimuli influence IAT effects? Journal of
Experimental Social Science, 42, 163-172.
CAM (2008). Risicoschatting cannabis 2008. Bilthoven: RIVM.
Cousijn, J., Goudriaan, A.E. & Wiers, R.W. (2011). Reaching out towards cannabis: approach-bias in heavy cannabis users predicts changes in cannabis use. Addiction, 106, 1667-1674.
Cox, W.M., Hogan, L.M., Kristian, M.R. & Race, J.H. (2002). Alcohol attentional bias as predictor of alcohol abusers ‘treatment outcome’. Drug and Alcohol Dependence, 68, 237-243.
Cox, W. M., Fadardi, J. S. & Pothos, E. M. (2006). The Addiction-Stroop Test; Theoretical Considerations and Procedural Recommendations. Psychological Bulletin, 132, 443-476.
Cornelius, J. R., Chung, T., Martin, C., Wood, D. S. & Clark, D. B. (2008). Cannabis withdrawal is common among treatment-seeking adolescents with cannabis dependence and major depression and is associated with rapid relapse to dependence. Addictive Behaviors, 33 (11), 1500-1505.
Denis C., Lavie E., Fatséas M., Auriacombe M.. Psychotherapeutic interventions for cannabis abuse and/or dependence in outpatient settings (Protocol). The Cochrane Database of Systematic Reviews
2008, Issue 3.
DSM-IV-TR (1994). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, American Psychiatric
Association.
Ehrman, R. N., Robbins, S. J., Bromwell, M. A., Lankford, M. E., Monterosso, J. R., & O’Brien, C. P. (2002). Comparing attentional bias to smoking cues in current smokers, former smokers, and non-smokers using a dot-probe task. Drug and Alcohol Dependence, 67, 2, 185-191.
Field, M. & Cox, W. M. (2008). Attentional bias in addictive behaviors: A review of its development, causes, and consequences. Drug and Alcohol Dependence, 97, 1-20.
Field, M., Mogg, K., Bradley, B. P. (2004). Cognitive bias and drug craving in recreational cannabis users. Drugs and Alcohol Dependence, 74, 105-111.
Gladwin, T. E., Figner, B., Crone, E. A. & Wiers, R. W. (2011). Addiction, adolscence, and the inegration of control and motivation. Developmental Cognitive Neuroscience, 1, 364-376.
Hønsi, A., Mentzoni, R. A., Molde, H., & Pallesen, S. (2013). Attentional bias in problem gambling: a systematic review. Journal of Gambling Studies / Co-Sponsored by the National Council on Problem
Gambling and Institute for the Study of Gambling and Commercial Gaming, 29(3), 359-375.
Jones, B., Jones, B., Blundell, L., & Bruce, G. (2002). Social users of alcohol and cannabis who detect substance-related changes in a change blindness paradigm report higher levels of use than those detecting substance-neutral changes. Psychopharmacology, 165(1), 93-96.
Kelley, A. E., & Berridge, K. C. (2002). The neuroscience of natural rewards: relevance of addictive drug. The Journal of Neuroscience, 22 (9), 3306-3311.
Kepper, A., Monshouwer, K., van, D.S., Vollebergh, W. (2011). Substance use by adolescents in special education and residential youth care institutions. Eur Child
Adolesc Psychiatry 20 (6), 311-319.
Knight, J. R., Sherrit, L., Harris, S. K., Gates, E., & Chang, G. (2003). Validity of brief alcohol tests among adolescents: A comparison of the AUDIT, POSIT, CAGE and CRAFT. Alcoholism, Clinical
and Experimental Research, 27, 67-73.
Macleod, C., Mathews, A., & Tata, P. (1986). Attentional bias in emotional disorders.
Journal of abnormal psychology, 95, 15-20
Meier, M., H., Caspi, A., Ambler, A., Harrington, H., Houts, R., Keefe, R. S. E., McDonald, K., Ward, A., Poulton, R. & Moffitt, T., E. (2012). Persistent cannabis users show
neuropsychological decline from childhood to midlife. PNAS.
Monshouwer, K., Van Dorsselaer, S., Verdurmen, J., Ter Bogt, T., De Graaf, R.,
Vollebergh, W. (2006). Cannabis use and mental health in secondary school children: findings from a Dutch survey. British Journal of Psychiatry 188 (2), 148-153.
Peeters, M., Wiers, W, R., Monschouwer, K., Schoot van de, R., Janssen, T., & Vollebergh, M, A, W. Automatic processes in at-risk adolescents: the role of alcohol-approach tendencies and
response inhibition in drinking behaviour, Addiction, 107, 1939-1946.
Rigter, H., Gageldonk van, A., Ketelaars, T., & Laar van, M. (2004). Stand van wetenschap voor behandelingen en andere interventies. Achtergrondstudie Nationale Drug Monitor.
Robinson, T. E. & Berridge, K. C. (2003). Addiction, 54, 25-53.
Robinson, T. & Berridge, K. (2013). The incentive sensitization theory of addiction: some current issues. Philisophical Transactions of the Royal Society, 263, 3137-3146.
Rooke, S. E., Hine, D. W. & Thorsteinsson, E. B. (2008). Implicit cognition and subastance use: A meta-analysis. Addictive Behaviors, 33, 1314-1328.
Sacks, T. L., Clark, C. R., Pols, R. B. & Geffen, L. B. (1991). Comparability and stability of
performance on six alternate forms of the dodrill stroop colour word test. Clinical Neuropsychologist,
5(3), 220-225.
Stacy, A. W., & Wiers, R. W. (2010). Implicit cognition and addiction: A tool for explaining paradoxical behavior. Annual Review of Clinical Psychology, 6, 551-575.
Teunissen, H. A., Spijkerman, R., Engels, R. C. M. E., Schoenmakers, T. M., & Vohs, K. D. (2012). The effect of self-control on attentional bias for alcohol cues in male heavy drinkers. Journal of
Applied Social Psychology, 42(3), 776-792.
Verdurmen, J., Monshouwer, K., Van Dorsselaer, S., Vermeulen, E., Lokman, S., Vollebergh, W. (2012). Jeugd en riskant gedrag 2011: kerngegevens uit het Peilstationsonderzoek scholieren: roken, drinken, drugsgebruik en gokken onder scholieren vanaf tien jaar. Trimbos-instituut: Utrecht.
Wiers, R. W., Bartholow, B. D., Wildenberg, E. van den, e.a. (2007). Attentional and controlled processes and the development of addictive behaviors in adolescents: A review and a model.
Pharmacology, Biochemistry and Behavior, 86, 263-283.
Wiers, R.W., Rinck, M., Dictus, M., & van den Wildenberg, E. (2009). Relatively strong automatic appetitive action-tendencies in male carriers of the OPRM1 G-allele. Genes, Brain and Behavior, 8, 101–106.
Wiers, W. R., Eber, C., Rinck, M., Becker, S. E., & Lindenmeyer, J. (2011). Retraining automatic action tendencies change alcoholic patient’s approach bias for alcohol and improves treatment outcome. Psychological Science, 22, 490-497.
Wiers, R.W., Rinck, M., Kordts, R., Houben, K., & Strack, F. (2010). Re-training automatic action-tendencies to approach alcohol in hazardous drinkers. Addiction, 105, 279–287.
Wisselink, D.J., Kuijpers, W.G.T., Mol, A. (2013). Kerncijfers Verslavingszorg 2012: Landelijk Alcohol en Drugs Informatie Systeem (LADIS). Stichting Informatie
Voorziening Zorg (IVZ): Houten.
