De psychometrische kwaliteit van Breindebaas
Betrouwbaarheid en validiteit van de approach avoidance task bij
mensen met een licht verstandelijke beperking en een alcoholprobleem
Student: Ruben Veltman Studentnummer: 457813
Opleiding: Master Health Care & Social Work, Technology & Innovation Opleidingsinstituut: Saxion Hogeschool
Enschede, 5 juni 2019
Eerste beoordelaar: dr. Marjon Rouwette Tweede beoordelaar: Astrid Altena, MSc
2 Voorwoord
Voor u ligt het meesterproefverslag van het onderzoek naar de betrouwbaarheid en validiteit van de Breindebaas-app bij mensen met een licht verstandelijke beperking en een alcoholprobleem. Dit onderzoek heb ik uitgevoerd in opdracht van Tactus Verslavingszorg en in het kader van mijn opleiding Master Health Care & Social Work met als studieroute Technology & Innovation van Saxion in Enschede. In deze masteropleiding heb ik geleerd om met een wetenschappelijke bril te kijken naar technologische interventies die gebruikt worden in mijn werk als
maatschappelijk werker binnen de verslavingszorg.
Vanaf de start van de ontwikkeling van de app Breindebaas heeft deze interventie mijn interesse gewekt. Een schijnbaar simpele interventie kan mensen op weg helpen om
alcoholproblemen te screenen en aan te pakken. Ik ben dan ook erg blij dat ik uiteindelijk zelf een bescheiden bijdrage heb mogen leveren aan het reeds lopende wetenschappelijk onderzoek dat uitgevoerd wordt naar verschillende aspecten van deze app. Ik hoop dat de resultaten van dit onderzoek bijdragen aan meer kennis ten behoeve van een betere screening van deze kwetsbare doelgroep. Dit pilotonderzoek kan gezien worden als aanzet voor gedegen vervolgonderzoek.
In een voorwoord hoort ook een dankwoord. Allereerst wil ik mijn begeleiders van Saxion en Tactus hartelijk bedanken. Marjon Rouwette, Astrid Altena en Marloes Postel, ik ben jullie zeer dankbaar voor alle ondersteuning en feedback. Ik ben ook veel dank verschuldigd aan mijn collega’s voor hun tips, adviezen en interesse in mijn voortgang en in het bijzonder Neomi van Duijvenbode die dankzij haar scherpe feedback en uitgebreide kennis over dit
onderzoeksonderwerp mij enorm op weg heeft geholpen in de wereld van ingewikkelde statistiek!
Mijn familie en vrienden wil ik bedanken voor hun steun, geduld en begrip voor mijn fysieke en soms ook mentale afwezigheid. Er komt nu weer meer tijd vrij om bij mijn gezin en vrienden te zijn. Dank jullie wel!
Veel leesplezier! Ruben Veltman Enschede, 5 juni 2019
3 Samenvatting
Mensen met een licht verstandelijke beperking (LVB) vormen een risicogroep voor het
ontwikkelen van een stoornis in alcoholgebruik. Screening van alcoholproblematiek bij mensen met een LVB is een uitdaging. Mogelijk is een screeningsinstrument dat minder afhankelijk is van taalvaardigheden en sociaal wenselijke reacties van cliënten, meer geschikt voor mensen met LVB dan reguliere instrumenten. Daarom werd in deze studie de psychometrische kwaliteit onderzocht van een screeningsinstrument voor de smartphone (Breindebaas), gebaseerd op het meten van automatische actietendensen naar alcohol toe, ook wel Approach Avoidance Task (AAT) genoemd.
Zestien cliënten met een LVB en een stoornis in alcoholgebruik, die ten tijde van het onderzoek een ambulante of klinische behandeling volgden, werden geïncludeerd. De test-hertestbetrouwbaarheid werd beoordeeld op basis van twee gepersonaliseerde metingen, met een interval van een week. Personalisatie bestond uit het kiezen van de alcoholafbeeldingen van voorkeur. De sterkte en richting van de automatische actietendensen werd uitgedrukt in een D -score. De intra-individuele variantie van de reactietijden (RT) werd beoordeeld op basis van de variatiecoëfficiënt (CoV). Tot slot werd getoetst in hoeverre de mate van craving (zucht in alcohol) samenhing met de richting en sterkte van de automatische actietendensen.
Er is een matige test-hertestcorrelatie gevonden voor Dalcohol (p = .043). Bij zowel meting
1 als meting 2 was de gemiddelde CoV 0.14, wat duidt op weinig intra-individuele verschillen in RT’s. Er werd geen verband gevonden tussen craving en de sterkte en richting van de
actietendensen.
Met Breindebaas worden redelijk betrouwbare en valide metingen verricht. De
uitkomsten van dit onderzoek zijn veelbelovend. Metingen met deze app kunnen in de toekomst ingezet worden als screening voorafgaand aan behandeling. Op basis van de richting en sterkte van de automatische actietendens, kunnen behandelinterventies hierop aansluiten. Dezelfde meting aan het einde van een behandeling, geeft dan een beeld van het behandeleffect. Voordat Breindebaas ingezet kan worden bij de zorg aan alcoholverslaafde mensen met LVB, dient gedegen vervolgonderzoek uitgevoerd te worden bij een grotere steekproef waarbij allereerst de gebruiksvriendelijkheid van de app bij de personalisatie van de afbeeldingen verbeterd wordt.
4 Summary
People with mild to borderline intellectual disability (MBID) form a risk group for developing an alcohol use disorder. Screening for alcohol problems in people with MBID is challenging. A screening instrument less dependent on language skills and socially desirable responses from clients might be more suitable for people with MBID than regular instruments. That is why this study investigated the psychometric quality of a screening instrument for smartphones
(Breindebaas), based on the measurement of automatic action tendencies for alcohol, also called Approach Avoidance Task (AAT).
Sixteen participants with MBID and an alcohol use disorder who were receiving outpatient or inpatient treatment at the time of the study were included. The test-retest reliability was assessed on the basis of two personalized measurements, with a one-week interval. Personalization consisted of choosing the preferred alcohol images. The strength and direction of the automatic action tendencies was expressed in a D-score. The intra-individual variance of the reaction times (RT) was assessed on the basis of the coefficient of variation (CoV). Finally, it was tested to what extent the degree of craving in alcohol was related to the direction and strength of the automatic action tendencies.
A moderate test-retest correlation was found for Dalcohol (p = .043). For both
measurement 1 and measurement 2, the average CoV was 0.14, indicating few intra-individual differences in RTs. No correlation was found between craving and the strength and direction of the action tendencies.
Moderately reliable and valid measurements are made with Breindebaas. The results of this study are promising. Measurements with this app can be used in the future as screening prior to treatment. Based on the direction and strength of automatic action tendencies, treatment interventions can be adjusted accordingly. The same measurement at the end of a treatment then gives an impression of the treatment effect. Before Breindebaas can be deployed in the care of alcohol-addicted people with MBID, scrutiny must be carried out with a larger sample, whereby the usability of the app is first improved in personalizing the images.
5 Inhoudsopgave Voorwoord ... 2 Samenvatting ... 3 Summary ... 4 1 Inleiding ... 6 1.1 Aanleiding ... 6 1.2 Duale Procesmodellen ... 8 1.3 Cognitieve Vertekeningen ... 9
1.4 Approach Avoidance Task ... 10
1.5 Probleemstelling ... 11 1.6 Vraagstelling en Doel ... 12 2 Methode ... 13 2.1 Design en Strategie ... 13 2.2 Onderzoekspopulatie ... 13 2.3 Procedures ... 14 2.4 Meetinstrumenten ... 15 2.5 Data-analyse ... 17 2.6 Methodologische Kwaliteit ... 19 2.7 Ethische Verantwoording ... 20 3 Resultaten ... 21 3.1 Respondentkarakteristieken ... 21 3.2 Test-hertestbetrouwbaarheid ... 21
3.3 Intra-individuele Verschillen Reactietijden ... 24
3.4 Craving en Actietendensen ... 25
4 Conclusie ... 27
5 Discussie en Aanbevelingen ... 28
5.1 Discussie... 28
5.2 Sterke Kanten ... 30
5.3 Beperkingen en Aanbevelingen voor Vervolgonderzoek ... 31
5.4 Aanbevelingen voor de Praktijk ... 33
Literatuur ... 35
Bijlage A Informatiebrief ... 41
Bijlage B Informed Consent ... 43
6 1 Inleiding
1.1 Aanleiding
Op basis van de uitkomsten van de Nationale Drugmonitor in 2016 blijkt ruim 80 procent van de Nederlandse bevolking vanaf 18 jaar in het afgelopen jaar wel eens alcohol te hebben
gedronken. Dit komt neer op iets meer dan 10 miljoen volwassenen (Van Laar et al., 2017). Onder de categorie ‘zware drinkers’ valt 8,5 procent van de bevolking. Zij drinken meer dan eens per week 6 glazen (mannen) of 4 glazen (vrouwen) alcohol op een dag volgens het Centraal Bureau voor de Statistiek (CBS, 2013).
De meest recente schatting van het aantal mensen dat voldoet aan
alcoholafhankelijkheid of -misbruik dateert uit het NEMESIS-2-onderzoek van de periode 2007-2009 (Van Laar et al., 2017). Deze criteria komen uit de Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, Fourth Edition, Text Revision (DSM IV) (American Psychiatric Association, 2000). Recentere cijfers ontbreken vooralsnog. Onder alcoholafhankelijkheid werd verstaan dat men voldeed aan drie of meer van in totaal zeven criteria, zoals meer nodig hebben om
hetzelfde effect te bereiken, ontwenningsverschijnselen en meer of langer drinken dan de intentie was. Van alcoholmisbruik was sprake wanneer men aan één of meer van de
misbruikscriteria voldeed, zoals drinken in situaties waarin dat gevaarlijk was (bedienen machine of autorijden). Het aantal mensen dat in een jaar werd gediagnosticeerd met
alcoholafhankelijkheid en alcoholmisbruik werd geschat op respectievelijk 82.400 (0,7%) en 395.600 (3,7%) (De Graaf, Ten Have, Van Gool, & Van Dorsselaer, 2012). Dit waren zeer
waarschijnlijk onderschattingen, omdat in het NEMESIS-2-onderzoek jongeren onder de 18 jaar, ouderen boven de 64 jaar, daklozen, mensen die het Nederlands onvoldoende beheersen en mensen die langdurig in een instelling verbijven buiten beschouwing waren gebleven. In de vijfde editie van de DSM wordt niet meer gesproken over middelenafhankelijkheid of -misbruik, maar van een stoornis in middelengebruik (American Psychiatric Association, 2013).
Prevalentiecijfers hierover ontbreken vooralsnog.
De groep mensen met een licht verstandelijke beperking (LVB) wordt beschouwd als een risicogroep voor het ontwikkelen van alcoholproblemen en psychopathologie (McGillicuddy, 2006; Van der Nagel, Kiewik, & Didden, 2014; Van Duijvenbode et al., 2015). Mensen met LVB ondervinden veelal meer negatieve gevolgen van alcoholgebruik dan mensen zonder LVB, zoals een (verdere) afname van cognitief functioneren, fysieke problemen, verminderde
impulsbeheersing, verhoogde prikkelbaarheid, verminderde zelfzorg, psychiatrische problemen, gedragsproblemen en verminderd effect van medicatie (Hammink & Schrijvers, 2012; Rivinus,
7 1988; Slayter, 2008; Westermeyer, Phaobtong, & Neider, 1988). Onder LVB wordt verstaan dat de IQ-score tussen de 50 en 70 ligt in samenhang met een beperking in sociaal functioneren (American Psychiatric Association, 2013; Woittiez, Putman, Eggink, & Ras, 2014). In het huidige onderzoek vallen mensen met een zwakbegaafdheid (IQ-score tussen 71 en 85) ook onder de LVB-groep, vergelijkbaar met gehanteerde definities in eerdere studies (Neijmeijer, Moerdijk, Veneberg, & Muusse, 2010; Van der Nagel et al., 2014; Van Duijvenbode, 2016; Woittiez et al., 2014). Het Sociaal Cultureel Planbureau (SCP) schat dat in Nederland in 2013 ongeveer 74.000 mensen een LVB hadden en ongeveer 1,4 miljoen Nederlanders waren zwakbegaafd, afgaand op zowel een laag IQ als een beperking in sociaal functioneren (Woittiez et al., 2014). Uit
verschillende bronnen blijkt dat alcohol binnen deze groep het meest gebruikte middel is (Van der Nagel et al., 2017; Van Duijvenbode et al., 2015).
Exacte cijfers over de prevalentie van problematisch alcoholgebruik binnen deze groep zijn niet bekend (Van der Nagel, 2016). In haar onderzoek geeft Van der Nagel (2016) een statistisch onderbouwde schatting van het aantal mannen boven de 30 jaar in Nederland dat zowel voldoet aan een stoornis in middelengebruik (drank en drugs) als een LVB. Dit komt neer op meer dan 8.000 mannen (0,16% van de LVB-populatie). Cijfers over vrouwen en groepen onder de 30 jaar ontbraken waardoor er geen goede schatting gemaakt kon worden voor de gehele LVB-groep.
Van der Nagel (2016) stelt voor dat schattingen van de prevalentie van stoornissen en midelengebruik bij mensen met LVB gebaseerd moeten zijn op data uit verschillende bronnen. Van Duijvenbode en Van der Nagel (2019) hebben een uitgebreid literatuuronderzoek uitgevoerd naar de prevalentie van stoornissen in middelengebruik bij mensen met LVB. Cijfers uit
verschillende onderzoeken varieerden enorm. Hieruit bleek onder meer dat bij kinderen en adolescenten tussen 11 en 21 jaar met LVB 0,1 tot 2,7 % een stoornis in middelengebruik voorkwam en onder volwassenen met LVB varieerde dit tussen 0,5 en 46 %. Verder onderzoek is nodig om een goed beeld te krijgen van de omvang van verslavingsproblemen bij mensen met LVB.
Er zijn enkele behandelingen en screeningsinstrumenten ontwikkeld voor mensen met LVB die een verslavingsprobleem hebben. Er is echter weinig bekend over de effectiviteit van deze interventies (Van Duijvenbode et al., 2015). In 2011 is een meetinstrument (SumID) ontwikkeld voor mensen met LVB waarmee middelengebruik in een gesprek tussen hulpverlener en cliënt in kaart kan worden gebracht (Van der Nagel, Kiewik, Van Dijk, De Jong, & Didden, 2011). Toch zijn er nog onvoldoende screeningsmogelijkheden beschikbaar voor deze groep mensen (Van Duijvenbode, 2016). Recente inzichten over de rol van onbewuste (impliciete)
8 processen bij verslaving bieden mogelijk aanknopingspunten voor een nieuw
screeningsinstrument. Om dit te verduidelijken, zullen eerst relevante theoretische achtergronden rondom verslaving beschreven worden.
1.2 Duale Procesmodellen
Verslavingsgedrag kenmerkt zich onder andere door de paradox dat men middelen, waaronder alcohol, blijft gebruiken ondanks de kennis over de schadelijke gevolgen op lichamelijk,
psychisch en sociaal vlak (Houben, Schoenmakers, Thush, & Wiers, 2008). Alcoholgebruik wordt aangestuurd door onbewuste en bewuste cognitieve processen (duale procesmodellen) (Van Duijvenbode et al., 2015). Er ontstaat een disbalans tussen twee systemen: een reflectief en een impulsief systeem (Houben et al., 2008). Het reflectieve systeem is bewust en zorgt ervoor dat men in staat is om te plannen en zelfcontrole toe te passen over alcoholgebruik
(gedragsinhibitie). Het impulsieve systeem is onbewust en zorgt onder andere voor een automatische toenadering naar alcohol. Bij verslaving wordt het impulsieve systeem sterker en het reflectieve systeem zwakker.
Mensen met LVB zijn over het algemeen minder goed in staat de gevolgen van gedrag in te schatten en de mate van zelfcontrole over alcoholgebruik is veelal zwakker (Willner, Bailey, Parry, & Dymond, 2010); zij hebben gemiddeld zwakkere executieve functies dan mensen zonder LVB. Onder executieve functies vallen volgens Willner et al. (2010) vaardigheden als plannen, zelfcontrole en doelbewust gedrag. De executieve functies zijn onderdeel van het reflectieve systeem.
Bij mensen met LVB die problematisch alcohol gebruiken neemt controle vanuit het reflectieve systeem op impulsieve neigingen verder af en de impulsieve neigingen die gericht zijn op alcoholgebruik nemen toe. De verdere afname van zelfcontrole bij het drinken van alcohol lijkt een verklaring te zijn waarom mensen met LVB een risicogroep vormen voor het ontwikkelen van verslavingsproblemen (Van Duijvenbode, 2016). In Figuur 1 is een schematische weergave te zien van deze twee systemen (Houben et al., 2008). Het vermogen tot executieve controle over de appetitieve motivatie in Figuur 1 weerspiegelt het reflectieve systeem van waaruit de controle over gedrag wordt uitgeoefend. Appetitieve motivatie behelst het verlangen om alcohol te drinken, zoals de impulsieve neigingen gericht op alcoholgebruik. De motivatie tot executieve controle betreft de wens in hoeverre men controle wil uitoefenen over de appetitieve motivatie. De appetitieve motivatie wordt niet meer (voldoende) afgeremd door het reflectieve systeem bij mensen met LVB die problematisch alcohol gebruiken. Door dit mechanisme wordt problematisch alcoholgebruik door mensen met LVB verder uitgelokt.
9
Figuur 1. Het duale procesmodel. Overgenomen uit “Impliciete Cognitie en Verslaving,
Theoretische Inzichten en Praktische Toepassingen” door K. Houben, T. Schoenmakers, C. Thush en R. Wiers, 2008, Gedragstherapie, 41, p. 176.
1.3 Cognitieve Vertekeningen
Doordat het impulsieve systeem erg gevoelig wordt voor de belonende effecten van
alcoholgebruik, ontstaan er cognitieve vertekeningen (Stacy & Wiers, 2010). Deze vertekeningen worden aangestuurd door de automatische cognitieve processen van het impulsieve systeem waardoor sneller de aandacht, associaties en toenaderingsacties naar alcohol uitgaan (Houben et al., 2008). Het huidige onderzoek richt zich op de automatische toenaderingsacties, ook wel automatische actietendensen genoemd (Breiner, Stritzke & Lang, 1999; Houben et al., 2008; Spruyt et al., 2013; Wiers, Houben, Smulders, Conrod, & Jones, 2006; Wiers & Salemink, 2015).
Automatische actietendensen betreffen de neigingen die mensen hebben om zich automatisch naar alcohol toe te bewegen wanneer zich alcoholgerelateerde stimuli voordoen. Alcohol werkt dan als het ware als een magneet waartoe men zich aangetrokken voelt. Hierbij valt bijvoorbeeld te denken aan alcohol in de schappen van de supermarkt waar iemand met een alcoholprobleem zich als vanzelf naartoe getrokken voelt. Hierdoor zijn mensen met een alcoholprobleem geneigd eerder alcoholhoudende dranken te gaan drinken. Dit mechanisme bemoeilijkt het proces om te stoppen met een verslaving. De automatische actietendensen zijn te meten middels de Approach Avoidance Task (AAT) (Rinck & Becker, 2007).
10 1.4 Approach Avoidance Task
De verwachting is dat meetinstrumenten voor beoordeling en screening van
verslavingsproblemen die minder afhankelijk zijn van taalvaardigheden en sociaal wenselijke reacties van cliënten, meer geschikt zijn voor mensen met LVB dan reguliere instrumenten (Van Duijvenbode, 2016). Met meetinstrumenten gericht op de onbewuste processen zouden de richting (toenadering of vermijding) en sterkte van de automatische actietendensen gemeten kunnen worden. Daarmee zijn zij mogelijk een goede voorspeller voor therapie-uitkomsten (Stacy & Wiers, 2010). Een meting voorafgaand aan een reguliere verslavingsbehandeling geeft een beeld van de eventuele aanwezigheid van een toenaderingsneiging. Een uiteindelijke afname van die automatische neiging tijdens en na de behandeling is dan een weerspiegeling van een positief behandeleffect (Van Duijvenbode, 2016).
Recentelijk is een smartphone-gebaseerd meetinstrument ontwikkeld als onderdeel van de app Breindebaas. Dit is een app die na de AAT-meting een training aanbiedt. Voor het huidige onderzoek wordt echter alleen gebruik gemaakt van de metingen in de app. In Breindebaas worden plaatjes van frisdrank en alcohol op een smartphonescherm door de gebruiker naar zich toe- of van zich afgeveegd. Dit dient op een zo snel mogelijke wijze te gebeuren. De reactietijden worden per veegactie gemeten. Door de grote beschikbaarheid van smartphones is het mogelijk om dergelijke metingen gebaseerd op reactietijden breed toegankelijk te maken. Verschillende onderzoekers gebruikten hiervoor eerder
gecomputeriseerde taken met beeldscherm en joystick of toetsenbord (Manning et al., 2016; Van Duijvenbode, 2016; Wiers & Salemink, 2015).
Uit diverse onderzoeken blijkt dat mensen die problematisch alcohol drinken, alcohol sneller benaderen dan vermijden, ook in vergelijking met niet-alcoholische dranken, zoals aangetoond door onder anderen Sharbanee, Stritzke, Wiers en MacLeod (2013). Daarnaast blijkt dat de mate van craving (zucht in alcohol) ook automatisch de aandacht naar alcohol toe kan uitlokken, dus mogelijk is die invloed er ook op de sterkte van de automatische actietendensen (Field, Munafò, & Franken, 2009). Wanneer iemand hevige craving ervaart, is de cognitieve vertekening van alcohol veelal sterker dan wanneer er geen of lichte craving ervaren wordt. Craving wordt overigens niet gemeten met de Breindebaas-app, maar kan uitgevraagd worden aan een cliënt om een beeld te krijgen van de samenhang van craving en de
toenaderingsneiging.
Uit onderzoek blijkt dat de psychometrische kwaliteit (betrouwbaarheid en validiteit) van de impliciete gecomputeriseerde AAT bij de LVB-doelgroep beperkt was (Van Duijvenbode, Didden, Korzilius, & Engels, 2017; Van Duijvenbode, Didden, Korzilius, & Engels, 2016). De
11 impliciete instructie luidde dat men met een joystick plaatjes moest wegdrukken of naar zich toe trekken op basis van een kenmerk van een plaatje (gele of blauwe rand). In dat onderzoek was er per individu veel variantie in de reactiesnelheid per meting (van 100 plaatjes). Dit houdt in dat de mate en richting van de automatische actietendensen varieerde binnen één meting en één individu. Zij konden geen verklaring vinden voor de relatief grote spreiding in intra-individuele reactietijden. Er werd tevens een grote variabiliteit gezien in de richting en sterkte van de cognitieve vertekeningen binnen de LVB-groep. Respondenten met LVB reageerden langzamer op de taak dan mensen met een (beneden) gemiddelde intelligentie.
1.5 Probleemstelling
Tactus Verslavingszorg biedt hulp aan specifieke doelgroepen, zoals mensen met LVB (Tactus Verslavingszorg, z.d.). De verslavingsbehandelingen Minder Drank of Drugs (groepsbehandeling) en Cognitieve Gedragstherapie+ (CGT+, individuele behandeling) behoren inmiddels tot het standaardaanbod voor mensen met een LVB (Centrum Verslaving & LVB, z.d.). Met het huidige onderzoek wordt beoogd een bijdrage te leveren aan het vergroten van de kennis op het gebied van LVB en verslaving door de toepassing van Breindebaas bij de LVB-doelgroep. Een
betrouwbare en valide screening op basis waarvan een juist beeld verkregen kan worden van het alcoholprobleem vormt een goede grondslag voor verdere behandeling.
De recent ontwikkelde Breindebaas-meting betreft een smartphone-gebaseerde AAT met expliciete instructie dat de veegbeweging gebaseerd is op de inhoud van het plaatje (niet op een gele of blauwe rand). Afhankelijk van de instructie moeten alle alcoholhoudende dranken van zich af of naar zich toe geveegd worden en alle niet-alcoholhoudende dranken in
tegengestelde richting. Bij Breindebaas bestaat de mogelijkheid om alleen de alcoholhoudende dranken aan te bieden die herkenbaar en aantrekkelijk zijn voor de respondent. Zeker bij de LVB-doelgroep is het van belang dat de afbeelding herkenbaar is en voor de cliënt snel te categoriseren als alcoholisch of juist niet (Van der Nagel, 2016; Van Duijvenbode, Didden, Bloemsaat, & Engels, 2012). Als iemand bijvoorbeeld alleen maar bier drinkt, dan is het niet zinvol afbeeldingen van wijn aan te bieden.
Aangezien de meest recente versie van Breindebaas een expliciete, mobiele en gepersonaliseerde variant is van de AAT, wordt de hypothese gesteld dat met Breindebaas stabiele metingen verricht kunnen worden die betrouwbaar zijn over de tijd. Daarnaast wordt als hypothese gesteld dat, in tegenstelling tot de impliciete gecomputeriseerde variant van de AAT die veelal in andere onderzoeken gebruikt werd, metingen met Breindebaas weinig variantie laten zien in intra-individuele reactiesnelheid per individu en meting waardoor de metingen
12 valide zijn. Aanvullend wordt verondersteld dat de mate van craving van invloed is op de sterkte en richting van de automatische actietendens, zoals door Field et al. (2009) gevonden werd bij vertekeningen in aandacht (attentional bias).
1.6 Vraagstelling en Doel
De centrale vraag in dit onderzoek is: ‘In hoeverre levert de mobiele, expliciete en
gepersonaliseerde variant van de Approach Avoidance Task (AAT) betrouwbare en valide data op bij het meten van automatische actietendensen bij cliënten met een licht verstandelijke
beperking met primair een stoornis in alcoholgebruik?’
Op basis van de centrale vraag zijn enkele deelvragen geformuleerd:
• In hoeverre zijn de meetresultaten stabiel op basis van een test-hertest-meting? • Wat is de variantie in intra-individuele reactiesnelheid per meting van tachtig
afbeeldingen?
• Wat zijn de verschillen in de intra-individuele variantie in reactiesnelheid tussen de verschillende taakvariabelen (benader vs. vermijd en alcohol vs. non-alcohol)?
• In hoeverre is de mate van craving naar alcohol van invloed op de sterkte en richting van de automatische actietendens?
Dit onderzoek heeft als doel te bepalen of het verrichten van metingen met Breindebaas een valide en betrouwbare biasmeting oplevert. Indien dat het geval blijkt, kan het in de
toekomst een bruikbaar instrument zijn voor het meten van automatische actietendensen bij mensen met een LVB die een alcoholverslaving hebben. Voor en na behandeling kan de sterkte van de automatische actietendens gemeten worden. Dit geeft dan een beeld van het
13 2 Methode
2.1 Design en Strategie
In deze pilotstudie werd de psychometrische kwaliteit (betrouwbaarheid en validiteit) van het meetinstrument Breindebaas op kwantitatieve wijze getoetst op basis van een eerste baseline-meting en een tweede baseline-meting een week later. Er is voor een periode van een week gekozen in navolging van eerder onderzoek (Eide, Kemp, Silberstein, Nathan, & Stough, 2002; Reinecke, Becker, & Rinck, 2015).
2.2 Onderzoekspopulatie
Binnen het zorgpad LVB en Verslaving van Tactus Verslavingszorg werden de respondenten via hulpverleners geworven. De diagnose ‘stoornis in alcoholgebruik’ werd bij aanvang van
behandeling reeds vastgesteld aan de hand van de Composite International Diagnostic Interview versie 2.1 (CIDI 2.1) (Ter Smitten, Smeets, & Van den Brink, 1997).
De volgende inclusiecriteria voor deelname aan het onderzoek werden gehanteerd:
• Volwassen cliënten (vanaf 18 jaar) met een LVB met als primaire behandeldiagnose een stoornis in alcoholgebruik.
• Cliënten beheersten de Nederlandse taal.
• Cliënten die gedurende het onderzoek nog in behandeling waren bij Tactus. • De meting diende nuchter (niet onder invloed van alcohol en drugs) uitgevoerd te
kunnen worden.
• Cliënten die drugs gebruikten, werden tevens geïncludeerd. Daarnaast was er ook een tweetal exclusiecriteria:
• Acute psychiatrische problematiek, zoals suïcidaliteit, psychose, manie of delier. • Somatische problemen die deelname belemmerden, zoals onthoudingsverschijnselen.
In dit onderzoek werden zeventien volwassenen met een klinisch vastgestelde LVB en zwakbegaafdheid, die primair een verslaving aan alcohol hadden, geworven binnen de ambulante en klinische cliëntenpopulatie in voornamelijk het LVB-zorgpad bij Tactus
Verslavingszorg. Dit aantal volwassenen was vanuit praktische overwegingen realiseerbaar. Om haalbaarheidsredenen betrof het een convenience-steekproef met dit aantal respondenten.
De data van één respondent konden niet worden gebruikt vanwege een hoge mate van outliers (reactietijden < 200 ms en > 2000 ms) en foutieve veegrichtingen (in totaal 38.75 %). De uiteindelijke onderzoekspopulatie (N = 16) bestond uit twaalf mannen en vier vrouwen. De respondenten hadden een leeftijd tussen 33 en 63 jaar (M = 47.63, SD = 8.62).
14 2.3 Procedures
De metingen werden verricht op diverse Tactus-locaties: twee forensische verslavingsklinieken, een klinische behandellocatie voor verslaving en twee ambulante behandelafdelingen. Bij twee deelnemers werden de metingen in een beschermde woonvorm verricht. De metingen werden op twee momenten uitgevoerd, ongeveer een week na elkaar. De tweede meting werd op hetzelfde tijdstip en in dezelfde ruimte als de eerste meting uitgevoerd om de invloed van externe
factoren zo veel mogelijk te beperken. Alcoholgebruik zou mogelijk gerelateerd kunnen zijn aan bepaalde tijdstippen op de dag of bepaalde plekken. Dit kon invloed hebben op de sterkte en richting van de actietendens die gemeten werd.
Aan de hand van een alcoholademanalyse werd bepaald of een deelnemer nuchter was ten tijde van de meting. Daarnaast is uitgevraagd of een deelnemer ook nuchter was ten aanzien van andere middelen, zoals cannabis en harddrugs. Eventuele acute psychiatrische of
somatische klachten (exclusiecriteria) werden op basis van de klinische blik van de onderzoeker beoordeeld.
Omdat een meting met alcoholafbeeldingen zucht naar alcohol zou kunnen opleveren bij respondenten, hadden respondenten na een meetmoment bij voorkeur een gesprek met diens hulpverlener of met de onderzoeker zelf. Dit was bedoeld als nazorg ter voorkoming van alcoholgebruik door de respondent.
Aan de hand van de VAS werd de mate van craving voorafgaand aan een meting
uitgevraagd. Het VAS-cijfer werd door de onderzoeker genoteerd. Na een meting werd opnieuw gevraagd wat de hoogte van de craving was.
De metingen werden verricht met de mobiele telefoon van de onderzoeker, een Samsung A5 2018. Voorafgaand aan een meting werden in samenspraak met de respondent de
afbeeldingen van alcoholische dranken op diens persoonlijke voorkeuren afgestemd. Allereerst werd beoordeeld welke categorieën relevant waren, variërend van één tot drie categorieën: bier, wijn of sterke drank. Vervolgens werden afbeeldingen die niet herkend werden (bijvoorbeeld rosébier) uit de geselecteerde categorieën verwijderd. De niet-alcoholische dranken werden niet afgestemd op persoonlijke voorkeuren. Hiervoor werd een standaardset afbeeldingen gekozen (frisdranken, koffie, thee, vruchtensappen en water).
Omdat de onderzoeker aanwezig was tijdens de metingen werd ernaar gestreefd de invloed van de onderzoeker op de metingen zo minimaal mogelijk te laten zijn. Nadat de respondent nauwkeurige instructies had ontvangen voorafgaand aan de meting, nam de
onderzoeker buiten het blikveld van de respondent plaats. De respondent kreeg de instructie de onderzoeker gedurende de gehele meting niet meer aan te spreken. Ook bij eventuele
15 vergissingen in veegrichting, kon de meting gewoon vervolgd worden. Het was van belang dat de meting niet onderbroken werd, maar in zijn geheel op zo snel mogelijke wijze uitgevoerd werd.
2.4 Meetinstrumenten
Met de AAT van Breindebaas werden de sterkte en richting van de automatische actietendensen gemeten. Een meetmoment bestond uit een sessie van tachtig geïllustreerde stimuli (veertig afbeeldingen van alcohol en veertig afbeeldingen van niet-alcoholhoudende dranken). In Figuur 2 zijn twee voorbeelden opgenomen van deze afbeeldingen. Deze tachtig stimuli werden in blok A en B aangeboden; elk blok had in totaal veertig afbeeldingen van zowel alcoholhoudende als niet-alcoholhoudende dranken die in willekeurige volgorde getoond werden. Voorafgaand aan elk blok kreeg de deelnemer expliciete instructies. Bij blok A luidde de instructie om
alcoholplaatjes zo snel mogelijk te benaderen (naar zich toe vegen) en plaatjes van niet-alcoholhoudende dranken zo snel mogelijk te vermijden (van zich af vegen). In blok B was de instructie precies andersom. Een weergave hiervan is opgenomen in Tabel 1. Er waren vier categorieën per meting. Ieder blok werd voorafgegaan door tien proefplaatjes om bekend te raken met de methode.
Figuur 2. Afbeeldingen van een niet-alcoholhoudende en een alcoholhoudende drank.
Overgenomen uit Breindebaas van SST-Software, 2019. (https://tryouts.io/releases/kEXl4Rxr/). Copyright 2019, SST-Software.
16 Tabel 1
Instructie per blok
Veegrichting Blok A Blok B
Benaderen 20 Alcoholhoudende dranken 20 Niet-alcoholhoudende dranken Vermijden 20 Niet-alcoholhoudende dranken 20 Alcoholhoudende dranken
Noot. Per blok werden de veertig afbeeldingen in willekeurige volgorde getoond.
Om het leereffect en de mogelijke invloed van vermoeidheid tijdens een meting te compenseren in de meetresultaten, werden beide blokken per meetmoment in willekeurige volgorde aangeboden. Bij het wegvegen zoomden de afbeeldingen uit en verdwenen via de bovenkant van het scherm. Indien de plaatjes naar zich toe geveegd werden, zoomden de plaatjes in en verdwenen ze via de onderkant van het scherm. Hierdoor werd de schijn gewekt dat men respectievelijk het drankje van zich af duwde of naar zich toe trok. Dit kwam de ecologische validiteit ten goede (Rinck & Becker, 2007).
Breindebaas betreft een op reactietijden-gebaseerde meting. De snelheid waarop de plaatjes over het scherm worden geveegd, wordt uitgedrukt in milliseconden (ms). Dit leverde per meting data op die op kwantitatieve wijze geanalyseerd werden. Bij meer dan 35 procent aan vergissingen en extreme outliers binnen één meting, werden in navolging van Wiers, Eberl, Rinck, Becker en Lindenmeyer (2011) alle data van de betreffende meting niet gebruikt. Dit bleek bij één respondent het geval te zijn. Reactietijden (RT’s) onder 200 en boven 2000 milliseconden (ms) en meer dan 3 standaarddeviaties werden niet meegenomen in de analyses, evenals een veegbeweging in de tegengestelde richting dan wat op basis van de instructie de bedoeling was (Van Duijvenbode, Didden, Voogd, Korzilius, & Engels, 2012). De verwijderde data werden vervangen door de gemiddelde reactietijden van alle correcte responsen plus twee keer de standaarddeviatie van alle correcte responsen op basis van eerder onderzoek met de AAT (Greenwald, Nosek, & Banaji, 2003). Na deze correctie, werden de gemiddelde reactietijd en standaardeviatie over alle reactietijden van de 80 afbeeldingen bepaald.
Voorafgaand aan een meetmoment werd de mate van craving uitgevraagd aan de hand van een 1-item visueel analoge schaal (VAS) van 0 tot 10 (0 geen craving – 10 extreme craving). Een dergelijke methode blijkt bruikbaar te zijn voor mensen met LVB (Hartley & Maclean, 2006). In Figuur 3 is dit weergegeven.
17
Geen craving Matige craving Extreme craving
Figuur 3. Visueel Analoge Schaal voor het meten van de mate van craving naar alcohol. 2.5 Data-analyse
Statistische analyses zijn uitgevoerd met IBM SPSS 25. De data van de respondenten zijn anoniem verwerkt.
2.5.1 Test-hertestbetrouwbaarheid. Aan de hand van een spreidingsdiagram is bekeken in hoeverre de data normaal verdeeld waren. De reactietijden (RT) zijn statistisch geïnterpreteerd op basis van een D-score. Met de D-score worden de sterkte en richting van de actietendens bepaald. Dit is een algoritme voor het bepalen van de cognitieve vertekening, ontwikkeld door Greenwald et al. (2003), dat ook in andere onderzoeken gehanteerd werd voor de AAT (Eberl et al., 2013; Wiers et al., 2011). De D-score is minder vatbaar voor meetfouten dan de gemiddelde reactietijden of medianen. Deze score werd als volgt berekend: Dalcohol = (MRT-vermijd-alcohol − M RT-benader-alcohol)/SDalcohol. MRTstaat voor de gemiddelde reactietijd.Alle benader- en
vermijd-alcoholopdrachten binnen één meting van 80 afbeeldingen bepalen de SDalcohol, ook wel de
inclusieve SD genoemd. De sterkte van de automatische actietendens voor alcoholhoudende dranken wordt weergegeven door Dalcohol. Een positieve score betekent een toenaderingsneiging
en een negatieve score een vermijdingsneiging. Volgens hetzelfde principe is de D-score voor niet-alcoholhoudende dranken (Dnonalcohol) te berekenen. Tot slot werd de relatieve D-score als
volgt berekend: Dalcohol-relatief = Dalcohol − Dnonalcohol. Dit is een robuuste maat om de sterkte en
richting voor de actietendens te bepalen.
In navolging van eerder onderzoek naar test-hertest-metingen met op reactietijden-gebaseerde taken, werd aan de hand van Pearson’s correlatiecoëfficiënt r (bij normaalverdeling) of Spearman’s rho (bij geen normaalverdeling)de sterkte van de samenhang van Dalcohol,
Dnonalcohol en Dalcohol-relatief van beide metingen van alle respondenten beoordeeld (Brown et al.,
2014). Waarden vanaf .50 werden beschouwd als een matige test-hertestbetrouwbaarheid en vanaf .70 werd gesproken van een sterke test-hertestbetrouwbaarheid (Kuntsi, Andreou, Ma, Börger, & Van der Meere, 2005).
Daarnaast werden de correlaties van de gemiddelde reactietijden van de vier taakvariabelen (benader-alcohol, vermijd-alcohol, benader-non-alcohol en vermijd-non-alcohol) van meting 1 en 2 berekend. Dit werd gedaan in navolging van Eide et al. (2002) die
18 zowel over de reactietijden als bias-scores de test-hertestbetrouwbaarheid hebben getoetst. Een bias-score is een verschilscore van twee taakvariabelen, zoals de D-score.
2.5.2 Intra-individuele variantie reactietijd. De mate van de verschillen in intra-individuele reactietijd werd in navolging van Van Duijvenbode (2016) bepaald aan de hand van de gemiddelde variatiecoëfficiënt (CoV, Coefficient of Variation) (Jensen, 2006). De
variatiecoëfficiënt betreft een relatieve spreidingsmaat en wordt als volgt berekend:
CoV = Individuele SDtotale reactietijd / Individuele Mtotale reactietijd. Er werd gekeken naar de gemiddelde
groeps-CoV met bijbehorende SDCoVvan de reactietijden van de gehele groep en volledige
meting bij beide meetmomenten afzonderlijk. Een relatief kleine gemiddelde groeps-CoV en
SDCoVhouden in dat er een kleine spreiding is in de reactietijden, dus ook een kleine
intra-individuele variantie.
Er is geen standaardisatie in de bepaling of een CoV klein of groot is. Derhalve werd de gemiddelde groeps-CoV en SD vergeleken met de CoV’s en SD’s uit de studie van Van
Duijvenbode et al. (2016). Zij hadden de totale CoV’s bepaald aan de hand van de reactietijden met de gecomputeriseerde AAT voor mensen met LVB en met een (beneden)gemiddelde intelligentie die problematisch alcohol dronken.
Er werd bekeken of er verschillen in taakvariabelen konden worden gevonden die van invloed waren op de reactietijden op basis van de CoV per taakvariabele. De volgende taakvariabelen werden op basis van de CoV en SD geanalyseerd:
• Richting (alle benaderopdrachten versus vermijdopdrachten).
• Soort drank (alle alcoholafbeeldingen versus niet-alcoholafbeeldingen).
Daarnaast werd bekeken in hoeverre respondenten stabiel reageerden gedurende de meting van tachtig afbeeldingen:
• Het eerste blok versus het tweede blok van elk 40 afbeeldingen (blok 1 vs. blok 2). Op basis van zes gepaarde t-toetsen zijn de CoV’s van de taakvariabelen getoetst om te bepalen of er significante verschillen waren. In Tabel 2 is een overzicht opgenomen van het aantal vergelijkingen tussen de taakvariabelen. Om de kans op een type-I-fout te verminderen, is het significantieniveau aangepast aan de hand van de Bonferroni-correctie (Field, 2018). Op basis van zes vergelijkingen komt het significantieniveau neer op .008 (α = .05 / 6).
19 Tabel 2
Aantal vergeleken taakvariabelen
Aantal vergelijkingen met t-toets
Taakvariabelen (richting en dranktype) 1 CoVbenader alcohol vs. CoVvermijd alcohol
2 CoVbenader alcohol vs. CoVbenader nonalcohol
3 CoVbenader alcohol vs. CoVvermijd nonalcohol
4 CoVvermijd alcohol vs. CoVbenader nonalcohol
5 CoVvermijd alcohol vs. CoVvermijd nonalcohol
6 CoVbenader nonalcohol vs. CoVvermijd nonalcohol
Tot slot werd bekeken met een gepaarde t-toets of de CoV’s van het eerste en tweede blok statistisch van elkaar verschilden. Indien dat niet het geval was, dan was de uitvoering van de gehele meting stabiel onder de respondenten en was er bijvoorbeeld geen sprake van vermoeidheid gedurende de taak. Omdat dit om één vergelijking ging, werd het
significantieniveau van .05 gehanteerd.
2.5.3 De invloed van craving op actietendensen. Met Pearson’s r werd beoordeeld of en in welke mate er sprake was van een samenhang tussen craving en de automatische
actietendensen (het cijfer van de VAS met de D-scores). De variabelen zijn op scale-niveau. Indien er een significante correlatie was, werd met een enkelvoudige regressieanalyse beoordeeld in hoeverre de mate van craving de sterkte en richting van de automatische actietendens kon voorspellen en of die voorspelling ook significant was. Dit werd voor beide meetmomenten (test-hertest) uitgevoerd. Eventuele verschillen in de overeenkomstige D-scores tussen beide meetmomenten kunnen mogelijk verklaard worden door verschil in de mate van craving.
Voordat een regressieanalyse uitgevoerd kon worden, werd beoordeeld of aan alle assumpties is voldaan, zoals lineariteit, homoscedasticiteit en normaliteit (Imbos, Janssen, & Berger, 2001).
2.6 Methodologische Kwaliteit
Over de betrouwbaarheid van dit onderzoek valt allereerst op te merken dat de herhaalbaarheid van de resultaten belangrijk waren (test-hertestbetrouwbaarheid). Het ging om de stabiliteit van de meting over tijd. Om andere factoren zoveel mogelijk uit te sluiten, werden beide metingen verricht op hetzelfde tijdstip, in dezelfde ruimte in bijzijn van de onderzoeker. Respondenten kregen voorafgaand aan de meting tien oefenplaatjes per blok in Breindebaas om bekend te raken met de app.
20 De gecomputeriseerde AAT bleek een valide meetmethode te zijn om actietendensen te kunnen meten (Rinck & Becker, 2007). In hoeverre dit voor Breindebaas gold bij specifiek de LVB-doelgroep, werd met het huidige onderzoek getoetst. Het aanbieden van Likert-schalen in combinatie met pictogrammen, zoals de VAS waarmee de mate van craving beoordeeld wordt, bleek bij uitstek bruikbaar, valide en betrouwbaar te zijn bij mensen met LVB (Hartley & Maclean, 2006).
2.7 Ethische Verantwoording
Respondenten kregen een informatiebrief (Bijlage A) over het onderzoek en een informed consent(Bijlage B) dat zij ondertekenden indien zij akkoord gingen met deelname.
De data werden anoniem verwerkt en digitaal bewaard in een versleuteld netwerk op een computerserver van Tactus Verslavingszorg. De data worden volgens de richtlijnen van de instelling gedurende 5 jaar bewaard.
De Wetenschappelijke Commissie van Tactus Verslavingszorg heeft toestemming
verleend voor het uitvoeren van dit onderzoek. De Medisch Ethische Toetsingscommissie Twente (METC Twente) heeft een verklaring afgegeven dat dit onderzoek niet WMO-plichtig is (Bijlage C).
21 3 Resultaten
3.1 Respondentkarakteristieken
Bier werd door dertien respondenten gedronken, twee respondenten dronken meestal wijn en één respondent dronk vooral sterke drank. De respondenten waren niet onder invloed van alcohol of drugs tijdens de metingen.
Dertien respondenten waren sinds enkele maanden abstinent en drie respondenten sinds een dag tot drie weken. Op basis van dossieranalyse bleken zeven respondenten LVB te hebben en zes respondenten voldeden aan de criteria van zwakbegaafdheid; bij twee
respondenten was er sprake van een disharmonisch intelligentieprofiel (met lage IQ-scores) en bij één respondent was een vermoeden van Korsakov.
Negen respondenten waren opgenomen in een (forensische) verslavingskliniek en zeven respondenten ontvingen ambulante zorg ten tijde van de metingen.
3.2 Test-hertestbetrouwbaarheid
De correlaties tussen de D-scores van beide metingen werden berekend om de
test-hertestbetrouwbaarheid te kunnen beoordelen. Om een beeld te krijgen van de reactiesnelheid van de gehele groep zijn in Tabel 3 de gemiddelde reactietijden (RT’s) en standaarddeviaties per taakvariabele weergegeven. Op basis van deze RT’s werden de gemiddelde D-scores van beide meetmomenten voor de gehele groep respondenten berekend (Tabel 4). De negatieve waarden van de D-scores houden in dat er op groepsniveau sprake was van een vermijdingsneiging van zowel alcohol als non-alcohol bij beide metingen. Dit betekent dat de meerderheid van de respondenten een automatische vermijdingsneiging had van beide drankcategorieën. Bij meting 1 en 2 bleken respectievelijk slechts vijf en zeven respondenten een automatische toenadering naar alcohol te hebben en respectievelijk vijf en zes respondenten van dezelfde subgroep hadden een vermijdingsneiging van non-alcohol.
Tabel 3
Gemiddelde reactietijden (RT) in milliseconden per categorie bij N = 16
Meting 1 Meting 2 RT benader-alcohol (SD) RT vermijd-alcohol (SD) RT benader-nonalcohol (SD) RT vermijd-nonalcohol (SD) RT benader-alcohol (SD) RT vermijd-alcohol (SD) RT benader-nonalcohol (SD) RT vermijd-nonalcohol (SD) 1177 (104) 1152 (139) 1227 (161) 1204 (117) 1129 (84) 1120 (109) 1183 (129) 1172 (104)
22 Tabel 4
Gemiddelde D-scores bij N = 16
Meting 1 Meting 2 Dalcohol (SD) Dnonalcohol (SD) D alcohol-relatief (SD) Dalcohol (SD) Dnonalcohol (SD) D alcohol-relatief (SD) -0.19 (0.67) -0.07 (0.40) -0.11 (0.96) -0.09 (0.59) -0.04 (0.66) -0.05 (1.16)
Noot. Gestandaardiseerde uitkomstmaten, zoals D-scores, blijken minder kwetsbaar voor biases die veroorzaakt worden door verschillen in gemiddelde reactietijden (Sriram, Greenwald, & Nosek, 2010).
Alvorens te kijken naar test-hertestbetrouwbaarheid, is bekeken of de data van de
D-scores normaal verdeeld waren. Bij meting 1 bleken de D-scores van Dalcohol-relatief niet normaal
verdeeld. Alle overige D-scores bleken wel normaal verdeeld te zijn over beide meetmomenten op basis van de Kolmogorov-Smirnov-test. Bij Dalcohol-relatief was er een significant verschil te zien,
D(16) = 0.25, p = .008. Er is ook gekeken naar de boxplots van de verdelingen (Figuur 4) en naar de waarden van kurtosis en skewness van Dalcohol-relatief: kurtosis = 0.49, SE = 1.09en
skewness = 1.21, SE = 0.56. Op basis van deze informatie is beoordeeld dat de scores van
Dalcohol-relatief niet voldoen aan de assumptie van normaliteit. Daarom is gekozen om de correlatie
van de Dalcohol-relatief van beide meetmomenten aan de hand van Spearman’s rho te beoordelen. De
overige datazijn aan de hand van Pearson’s r getoetstop samenhang.
Figuur 4. Boxplots van de D-scores.
In Tabel 5 zijn de uitkomsten van de correlatietoetsen opgenomen. Hieruit bleek dat voor Dalcohol
op beide meetmomenten sprake was van een significante positieve matige samenhang, r = .51,
23 een trend zichtbaar met een correlatie van rs = .43, p = .094. Voor Dnonalcohol werd geen
significante samenhang gevonden; r = .39, p = .137. Tabel 5
Correlaties D-scores met Pearson’s r en Spearman’s rho (N = 16)
Meting 2
Meting 1
Dalcohol Dnonalcohol Dalcohol-relatief
Dalcohol r = .51* r = -.44 r = .51*
Dnonalcohol r = -.18 r = .39 r = -.31
Dalcohol-relatief rs = .20 rs = -.47 rs = .43
Noot. *p < .05.
Omdat de D-scores opgebouwd zijn uit de gemiddelde reactietijden (RT’s) van de vier taakvariabelen, is ook gekeken naar de correlaties van de reactietijden van de corresponderende taakvariabelen van meting 1 en 2. Door ook de RT’s te toetsen op correlaties bij vier
taakvariabelen in plaats van drie D-scores, wordt hier meer op detailniveau naar gekeken. In Tabel 6 is hiervan een overzicht opgenomen. De taakvariabele vermijd-alcohol in meting 2 bleek volgens de Kolmogorov-Smirnov-test niet normaal verdeeld te zijn; D(16) = 0.22, p = .038. Deze variabele is met Spearman’s rho getoetst, de overige variabelen met Pearson’s r. De volgende test-hertest-correlaties kwamen naar voren: benader-alcohol; r = .62, p = .011, benader-non-alcohol; r = .49, p = .056 (randsignificant), vermijd-non-alcohol; r = .68, p = .004 en vermijd-alcohol; rs = .42, p = .107. Er bleek dus geen significante correlatie te zijn
tussen de reactietijden van de taakvariabele vermijd-alcohol.
Omdat alleen voor Dalcohol en de reactietijden van drie van de vier taakvariabelen een
test-hertestcorrelatie gevonden werd, kon de hypothese dat metingen met Breindebaas betrouwbaar zijn over tijd deels worden aangenomen.
24 Tabel 6
Correlaties reactietijden met Pearson’s r en Spearman’s rho (N = 16)
RT’s Meting 2 RT’s Meting 1 Benader-alcohol Vermijd-alcohol Benader-non-alcohol Vermijd-non-alcohol Benader-alcohol r = .62* rs = .20 r = .17 r = .63** Vermijd-alcohol r = .37 rs = .42 r = .58* r = .54* Benader-non-alcohol r = .31 rs = .33 r = .49 r = .54* Vermijd-non-alcohol r = .51* rs = .38 r = .42 r = .68**
Noot. RT’s = reactietijden in milliseconden, *p < .05, **p < .01.
3.3 Intra-individuele Verschillen Reactietijden
De tweede hypothese betrof de aanname dat er weinig variantie zou zijn in de intra-individuele reactietijden van de metingen en per taakvariabele (meetcategorie). De gemiddelde CoV was 0.14 op zowel meting 1 (SDmeting1 = 0.04 als meting 2 (SDmeting2 = 0.03). Dit betekent dat er
sprake was van weinig variantie in de metingen op basis waarvan de hypothese kon worden aangenomen.
Om te bepalen of de CoV’s van de taakvariabelen onderling verschilden werden zes gepaarde t-toetsen uitgevoerd voor meting 1 en meting 2 afzonderlijk (Tabellen 7 en 8). Voor iedere respondent werd per taakvariabele een CoV bepaald waarvan een groepsgemiddelde werd berekend.
Tabel 7
t-toetsen CoV’s meting 1 (N = 16)
Taakvariabele M (SD) Taakvariabele M (SD) t(15) p
CoVbenader alcohol 0.14 (0.04) vs. CoVvermijd alcohol 0.12 (0.04) 1.24 .235
CoVbenader alcohol 0.14 (0.04) vs. CoVbenader nonalcohol 0.13 (0.05) 0.76 .461
CoVbenader alcohol 0.14 (0.04) vs. CoVvermijd nonalcohol 0.13 (0.04) 0.71 .488
CoVvermijd alcohol 0.12 (0.04) vs. CoVbenader nonalcohol 0.13 (0.05) -0.48 .635
CoVvermijd alcohol 0.12 (0.04) vs. CoVvermijd nonalcohol 0.13 (0.04) -0.65 .528
25 Tabel 8
t-toetsen CoV’s meting 2 (N = 16)
Taakvariabele M (SD) Taakvariabele M (SD) t(15) p
CoVbenader alcohol 0.13 (0.03) vs. CoVvermijd alcohol 0.13 (0.03) -0.09 .927
CoVbenader alcohol 0.13 (0.03) vs. CoVbenader nonalcohol 0.13 (0.04) 0.46 .652
CoVbenader alcohol 0.13 (0.03) vs. CoVvermijd nonalcohol 0.13 (0.04) 0.51 .617
CoVvermijd alcohol 0.13 (0.03) vs. CoVbenader nonalcohol 0.13 (0.04) 0.58 .572
CoVvermijd alcohol 0.13 (0.03) vs. CoVvermijd nonalcohol 0.13 (0.04) 0.46 .654
CoVbenader nonalcohol 0.13 (0.04) vs. CoVvermijd nonalcohol 0.13 (0.04) -0.06 .950
Na een Bonferroni-correctie zouden p-waarden onder .008 een significant verschil laten zien. De significantieniveaus in Tabellen 7 en 8 zijn veel hoger. Er waren dus geen significante verschillen te zien tussen de CoV’s van de verschillende taakvariabelen. De relatieve spreiding ten aanzien van de gemiddelde RT per taakvariabele bleef nagenoeg gelijk. Dit houdt in dat respondenten ongeacht de veegrichting en het dranktype de taak stabiel uitvoerden met weinig variantie in intra-individuele reactietijden tussen de verschillende taakvariabelen onderling. De veegrichting en het dranktype waren niet van invloed op de relatieve spreiding van de
taakvariabelen.
Om te bepalen of de reactietijden gedurende de taak stabiel bleven, zijn de CoV’s van het eerste en tweede blok van de meting (blok 1 en blok 2) met elkaar vergeleken met een gepaarde t-toets bij beide metingen zonder de Bonferroni-correctie, aangezien het om één vergelijking ging. Bij meting 1 waren geen significante verschillen zichtbaar tussen blok 1 (MCoV
= 0.13, SDCoV = 0.04) en blok 2 (MCoV= 0.14, SDCoV= 0.03); t(15) = -1.02, p = 0.325. Bij meting
2 waren er wel significante verschillen tussen blok 1 (MCoV= 0.15, SDCoV= 0.03) en blok 2 (MCoV
= 0.13, SDCoV= 0.03); t(15) = 2.44, p = .028. Er was in beperkte mate meer variantie in blok 1
ten opzichte van blok 2. 3.4 Craving en Actietendensen
Bij meting 1 en 2 bleken elf respondenten geen craving te hebben voorafgaand aan de meting. Dezelfde vijf respondenten die bij meting 1 craving hadden, bleken ook bij meting 2 craving te hebben. Over alle zestien respondenten kwam de gemiddelde craving bij meting 1 op M = 0.88,
SD = 1.41 en bij meting 2 op M = 1.50, SD = 2.39. Craving bleek niet normaal verdeeld te zijn. Uit de Kolmogorov-Smirnov-toets bleken er bij beide meetmomenten significante verschillen ten aanzien van normaal verdeelde data te zijn; meting 1 D(16) = 0.420, p = 0.000 en meting 2
D(16) = 0.422, p = 0.000. Op basis van Spearman’s rho werd vervolgens beoordeeld of er een samenhang bestond tussen craving en de sterkte en richting van de actietendensen. Dat bleek niet het geval. Omdat niet aan de assumpties van normaliteit, homoscedasticiteit en lineariteit
26 voldaan kon worden, kon een regressieanalyse niet uitgevoerd worden om te bepalen in
hoeverre craving de sterkte en richting van automatische actietendensen kon voorspellen. Craving bleek in het huidige onderzoek erg weinig voor te komen en, tegen de verwachting in, geen rol te spelen in de sterkte en richting van de automatische actietendensen.
27 4 Conclusie
In dit onderzoek is gekeken naar de psychometrische kwaliteit van de bias-meting in de
Breindebaas-app, waarbij zowel de validiteit als de betrouwbaarheid werden getoetst. De eerste hypothese betrof dat met Breindebaas stabiele metingen verricht kunnen worden die
betrouwbaar zijn over tijd. Metingen met Breindebaas laten zien dat er sprake is van een matige test-hertestbetrouwbaarheid voor de bias-score voor alcohol (Dalcohol)en de reactietijden voor de
taakvariabelen benader-alcohol, benader-non-alcohol en vermijd-non-alcohol. Dit impliceert dat met Breindebaas redelijk stabiele metingen verricht kunnen worden over tijd. Deze hypothese kan dus deels worden aangenomen.
De twee hypothese was dat metingen met Breindebaas weinig variantie laten zien in intra-individuele reactiesnelheid per respondent en meting. De intra-individuele variantie van de reactietijden blijkt relatief klein te zijn. Er zijn weinig schommelingen in reactietijden per meting en in taakvariabelen, wat erop duidt dat er nauwelijks sprake is van vermoeidheid of oefeneffect gedurende een meting. Dit vergroot de validiteit van de metingen.
De laatste hypothese betrof dat de mate van craving samenhangt met de sterkte en richting van de automatische actietendens. Er werd tegen de verwachting in geen verband gevonden.
Doordat metingen redelijk stabiel zijn over tijd en er een relatief kleine intra-individuele variantie is waargenomen in de reactietijden, is hieruit te concluderen dat er bij cliënten met een LVB mogelijk betrouwbare en valide metingen verricht kunnen worden met de mobiele bias-meting in de Breindebaas-app.
28 5 Discussie en Aanbevelingen
5.1 Discussie
Metingen met Breindebaas laten zien dat het merendeel van de respondenten een
vermijdingsneiging van alcohol heeft, wat misschien niet verwacht zou worden bij een groep cliënten met een alcoholverslaving. Echter, vermijdingsneigingen worden in verband gebracht met een succesvolle behandeling (Cox, Hogan, Kristian, & Race, 2002). Het grootste deel van de respondenten met een vermijdingsneiging was reeds een langere periode in behandeling en abstinent. Dus ook in het huidige onderzoek kan de vermijdingsneiging mogelijk samenhangen met een succesvolle behandeling.
Allereerst is gekeken naar de test-hertestbetrouwbaarheid. Bij Dalcoholblijkt een
significante matige correlatie. Tot zo ver bekend is er geen ander onderzoek dat de test-hertestbetrouwbaarheid voor de AAT beoordeelt bij alcoholproblemen op basis van de D-score of een andere vorm van een bias-score. De mogelijke verklaring voor de samenhang ligt deels in het gegeven dat de afbeeldingen met alcoholhoudende dranken gepersonaliseerd zijn; de afbeeldingen met non-alcoholische dranken zijn niet gepersonaliseerd waardoor men daar vermoedelijk minder consequent op reageerde. Zoals Van der Nagel (2016) reeds suggereerde is het voor mensen met LVB en een stoornis in alcoholgebruik van belang dat zij plaatjes snel kunnen herkennen en categoriseren als alcohol. Dit komt de validiteit van de metingen ten goede.
Bij de beoordeling van de test-hertestbetrouwbaarheid zijn de D-scores gebruikt als robuuste maten voor automatische actietendensen (Eberl et al., 2013; Greenwald et al., 2003: Wiers et al., 2011). De D-score is een variant op bias-scores (verschilscore van twee
reactietijden).In het onderzoek van Brown et al. (2014) is geen test-hertestcorrelatie gevonden in de bias-score van de AAT. Zij vonden die correlatie wel tussen de reactietijden van de overeenkomstige taakvariabelen. Hoewel het in dat onderzoek om andersoortige taakvariabelen ging, werden in het huidige onderzoek ook correlaties gevonden tussen de reactietijden van de overeenkomstige taakvariabelen (benader-alcohol, benader-non-alcohol en vermijd-non-alcohol). Volgens Overall en Woodward (1975) zijn betrouwbaarheidsschattingen voor bias-scores altijd lager dan die voor de gemiddelde reactietijden. Dit komt doordat sterk
samenhangende scores van twee trials gecombineerd worden in één enkele index: de bias-score (zoals de D-score). Dit resulteert in een verzwakking van correlatiecoëfficiënten van bias-scores (Eide et al., 2002; Overall & Woodward, 1975). In het huidige onderzoek is daarom gekeken naar de correlatie van zowel de D-scores als de reactietijden in milliseconden.Gezien deze
29 verzwakking is het extra betekenisvol dat er wel een samenhang gevonden is tussen Dalcohol van
meting 1 en 2.
In het huidige onderzoek blijkt een kleine intra-individuele variantie in de reactietijden van de metingen. Er is slechts in zeer beperkte mate vergelijkingsmateriaal voorhanden om dit te kunnen beoordelen. In het onderzoek van Van Duijvenbode et al. (2016) kwam voor mensen met LVB een CoV van 0.24 (SD = 0.07) naar voren en voor mensen met een
(beneden)gemiddelde intelligentie een CoV van 0.20 (SD = 0.05). In het huidige onderzoek ligt voor mensen met LVB en een alcoholprobleem de CoV dus aanzienlijk lager evenals de
standaarddeviaties van de gemiddelde CoV bij beide metingen (CoV = 0.14, SDmeting1 = 0.04,
SDmeting2 = 0.03), ook in vergelijking met mensen zonder LVB. Hieruit blijkt dat Breindebaas (een
expliciete mobiele gepersonaliseerde versie van de AAT) veel kleinere intra-individuele
schommelingen laat zien dan de impliciete gecomputeriseerde niet-gepersonaliseerde variant. Breindebaas laat hierin betere resultaten zien. Metingen met Breindebaas lijken hierdoor meer valide te zijn.
Er zijn diverse verschillen tussen Breindebaas en de gecomputeriseerde varianten van de AAT; smartphone versus computer, vegen versus joystick of toetsenbord, gepersonaliseerde versus algemene afbeeldingen, expliciete versus impliciete instructie en het aantal afbeeldingen verschilt per onderzoek. Hoewel uit andere bronnen blijkt dat er relatief veel variantie is in intra-individuele reactietijden bij mensen met LVB (Jensen, 2006; Van Duijvenbode et al., 2016), is het niet bekend welke van deze variabelen verantwoordelijk is voor de lagere CoV in het huidige onderzoek. Omdat er geen ander vergelijkingsmateriaal voorhanden is, kan hier geen conclusie aan verbonden worden. Vervolgonderzoek over de invloed van al deze variabelen afzonderlijk op de CoV, zal hierover uitsluitsel moeten geven. Er kan dan gekeken worden welke variabele van invloed is op een lage intra-individuele variantie.
De CoV’s tussen de verschillende taakvariabelen verschilden niet ten opzichte van elkaar. Het type drank en de veegrichtingen hebben geen invloed op de relatieve spreiding van de reactietijden. De meting met Breindebaas werd bij alle taakvariabelen stabiel uitgevoerd. Doordat de CoV van blok 1 nauwelijks verschilde met die van blok 2 in meting 1 kan hieruit geconcludeerd worden dat de metingen vrij stabiel uitgevoerd werden per meting van tachtig afbeeldingen. Er is gedurende de uitvoering van de meting geen sprake van meer of minder schommelingen in reactietijden in blok 2 door respectievelijk concentratieverlies of gewenning aan de meting (oefeningseffect). Het enig gevonden verschil in meting 2 (CoVblok2 < CoVblok1) kan
mogelijk wel verklaard worden door gewenning aan de taak, aangezien in blok 2 minder
30 andere mogelijke verklaring kan het kleine aantal respondenten in dit onderzoek zijn waardoor de meting erg gevoelig is voor uitschieters in reactietijden. In meting 2 zijn er inderdaad meer uitschieters in blok 1 ten opzichte van blok 2.
Hoewel Field et al. (2009) in hun meta-analyse een matige significante samenhang vonden in de mate van trek en vertekening in aandacht voor alcohol, bleek die samenhang in het huidige onderzoek niet te bestaan tussen craving en de vertekeningen in toenadering naar alcohol. Dit kan betekenen dat er daadwerkelijk geen verband is. Er waren slechts vijf
respondenten die craving rapporteerden, de overige respondenten niet. Het is dan logisch dat er geen samenhang gevonden werd. Een andere mogelijkheid is dat er wel een verband is, maar dat dit niet op de juiste manier gemeten is. Craving is uitgevraagd aan de hand van een 1-item-VAS. Hoewel dergelijke instrumenten geschikt zijn voor mensen met LVB (Hartley & Maclean, 2006), is het een subjectieve maat die mogelijk een vertekend beeld geeft van de werkelijke sterkte van de craving.
5.2 Sterke Kanten
De bevindingen dienen te worden geïnterpreteerd in het licht van een aantal sterke en zwakke punten van dit onderzoek. Ten eerste draagt het onderzoek bij aan het vergroten van kennis op een domein waar nog niet veel onderzoek naar gedaan is. Ook geven de resultaten aanleiding voor verder nauwgezet wetenschappelijk onderzoek naar het gebruik van smartphone
gebaseerde AAT voor het meten en behandelen van impliciete cognities bij mensen met LVB en verslavingsproblemen.
Beide meetmomenten zijn per respondent op ongeveer hetzelfde tijdstip van de week en in dezelfde ruimte verricht. Daarnaast is objectief vastgesteld aan de hand van een alcohol-ademanalyse dat de respondenten nuchter waren ten tijde van de metingen. Vervolgens is uitgevraagd of zij nuchter waren ten aanzien van drugs. Hierdoor is gepoogd de invloed van externe factoren op de richting en sterkte van de actietendens zo veel mogelijk te beperken. Dit vergroot de kans op betrouwbare metingen.
Een sterke kant van de Breindebaas-app zelf is dat afbeeldingen gepersonaliseerd kunnen worden. Een wijndrinker krijgt dan bijvoorbeeld geen whisky te zien. Op die wijze krijgen respondenten op hun voorkeur gebaseerde afbeeldingen aangeboden op basis waarvan ook een echte toenaderings- of vermijdingsneiging gemeten kan worden. De persoonlijke drinkvoorkeuren zijn voorafgaand aan de meting per respondent zorgvuldig besproken. Dit wordt ook aanbevolen door Field en Christiansen (2012). Zij vermoeden dat personalisatie van afbeeldingen bijdraagt aan een betere betrouwbaarheid van op reactietijden gebaseerde
31 metingen. Het is in andere onderzoeken met de AAT echter nog niet vanzelfsprekend dat dit ook gedaan wordt. Met het huidige onderzoek zijn hier de eerste stappen in gezet.
5.3 Beperkingen en Aanbevelingen voor Vervolgonderzoek
In het huidige onderzoek was er slechts beperkte tijd beschikbaar voor de dataverzameling door het relatief laat beschikbaar komen van de nieuw ontwikkelde versie van Breindebaas en de enigszins moeizame werving van respondenten. Ondanks de kleine respondentengroep, is er een goede eerste indruk ontstaan van de validiteit en betrouwbaarheid. Volgens de central limit theorem zal een grotere groep respondenten (N > 30) de kans op normaliteit laten toenemen (Field, 2018). Dit geeft dan een betere weerspiegeling van de populatiegemiddelden. Het is daarom aanbevelingswaardig om de psychometrische kwaliteiten van Breindebaas en andere toepassingsvormen van de AAT bij mensen met een LVB en een stoornis in alcoholgebruik in vervolgonderzoek bij een grotere respondentengroep te gaan beoordelen.
Bij de meeste respondenten is het gelukt om de test-hertest-periode van een week te handhaven. Bij drie respondenten was de periode tussen de twee metingen, door persoonlijke omstandigheden bij de respondent, opgelopen tot respectievelijk 9, 12 en 14 dagen. Hoewel die periode van een week overeenkwam met de onderzoeken van Eide et al. (2002) en Reinecke et al. (2015), zijn er ook studies die een langere periode dan een week hanteren zoals het
onderzoek van Brown et al. (2014). In die onderzoeken wordt niet ingegaan op de rationale van de test-hertest-periode. Het lijkt vooral voor de hand te liggen dat er geen lange periode tussen mag liggen waarin er te veel verandert voor respondenten, waardoor er mogelijk andere
resultaten naar voren komen in de tweede meting, en dat het tijdsinterval bij iedere respondenten ongeveer hetzelfde is.
Een technische tekortkoming van de app Breindebaas is het gegeven dat de
taakvariabelen (veegrichting en dranktype) niet evenredig verdeeld zijn per meting van tachtig afbeeldingen. Over vier taakvariabelen is het wenselijk dat er twintig afbeeldingen per
taakvariabele getoond worden. Voorafgaand aan het onderzoek was dit ook de bedoeling. Pas tijdens de fase van dataverzameling werd duidelijk dat dit niet het geval is. De hoeveelheid afbeeldingen van de taakvariabelen schommelen rond de 20 met enkele uitschieters van 14 tot 26 afbeeldingen per variabele. Hoewel het totaal altijd op tachtig afbeeldingen ligt, en per blok op veertig, worden de taakvariabelen in willekeurige frequentie getoond.
Daarnaast kwam het een aantal keren voor dat een afbeelding met gelijke instructie (bijvoorbeeld benader alcohol) meer dan drie keer achter elkaar getoond werd. Hierdoor ontstaat het risico dat respondenten steeds sneller gaan reageren door gewenning en een foutieve
32 veegrichting uitvoeren zodra een afbeelding verschijnt van een omgekeerde instructie (zoals vermijd non-alcohol). Hoewel dit slechts enkele keren voorkwam, gaat dit ten koste van de validiteit en betrouwbaarheid van de meting. Overigens werden te snelle reacties en foutieve veegrichtingen verwijderd en vervangen door gecorrigeerde data. Bij een toekomstige update van Breindebaas dient het algoritme gewijzigd te worden zodat maximaal driemaal achter elkaar het dranktype met gelijke instructie getoond wordt en dat de aangeboden taakvariabelen in een evenredig verdeelde hoeveelheid afbeeldingen voorkomt.
Een andere technische tekortkoming zorgde ervoor dat bij twee respondenten de tweede meting herhaald moest worden wegens problemen met de data-opslag in de back-end van Breindebaas. Bij één respondent vond die hernieuwde meting direct na de mislukte meting plaats, bij de ander een week later. Doordat er geen verschil is in CoV van de gehele groep bij beide meetmomenten is het oefeneffect in meting 2 ten opzichte van meting 1 uitgesloten.
Eerdere pogingen om ook de niet-alcoholhoudende dranken te personaliseren strandden op foutmeldingen in de app. Daarom zijn de niet-alcoholhoudende dranken niet gepersonaliseerd. De app blijkt nog onvoldoende gebruiksvriendelijk om personalisatie van de afbeeldingen in bijzijn van een cliënt op een juiste manier in te voeren. Er wordt verondersteld dat personalisatie van de niet-alcoholhoudende dranken kan bijdragen aan een betere
betrouwbaarheid.
Om de interne consistentie te kunnen toetsen in vervolgonderzoek is het van belang dat Breindebaas wordt aangepast door iedere afbeelding minimaal twee keer aan te bieden: een keer met de vermijdingsinstructie en een keer met een toenaderingsinstructie. Dit is ook gedaan in ander onderzoek (Kersbergen, Woud, & Field, 2015; Van Duijvenbode et al., 2016). Op deze wijze kunnen de bias-scores (verschilscores tussen vermijd- en benaderopdrachten) per
afbeelding getoetst worden op interne consistentie. Hiermee kan de variatie in de sterkte van de cognitieve vertekeningen binnen één persoon en meting beoordeeld worden. Daarbij is het ook aan te raden om de afbeeldingen met persoonlijke drinkvoorkeuren zelfs vaker dan twee keer aan te bieden, zodat de personalisatie ook specifiek op merk, niet alleen op dranktype, toegepast wordt. Het ligt in de lijn der verwachting dat de test-hertestbetrouwbaarheid dan verder toeneemt.
Om een beter beeld te krijgen van de invloed van craving op automatische actietendensen, zijn manieren die op een objectieve manier craving kunnen meten aan te bevelen waarbij respondenten geworven worden die ook daadwerkelijk craving hebben en herkennen. Een voorbeeld hiervan is een biosensor, gecombineerd met een smartphone-app, die de fysiologische verschijnselen van craving meet (Van Lier et al., 2017).
33 Tot slot wordt aangeraden om te onderzoeken wat de effecten zijn van de
trainingsvariant van Breindebaas op het drinkgedrag van mensen met LVB, de zogenaamde cognitive bias modification. Uit enkele bronnen blijkt dat de trainingsversie van de AAT bij mensen zonder LVB kan bijdragen in afname van alcoholgebruik en de kans op terugval verkleint (Eberl et al., 2013; Wiers & Salemink, 2015). Hierbij worden in herhaalde trainingssessies met Breindebaas alle afbeeldingen van alcohol weggeveegd en alle niet-alcoholhoudende dranken naar zich toe geveegd. Op die manier kunnen de impliciete hersenprocessen die gericht zijn op automatische toenaderingsacties naar alcohol rechtstreeks beïnvloed worden zodat die
toenaderingsacties verminderen of zelfs verdwijnen met als gevolg een afname van alcoholconsumptie.
5.4 Aanbevelingen voor de Praktijk
Voor cliënten die willen stoppen met drinken van alcohol en bij wie een sterke
toenaderingsneiging gemeten wordt, kan de kennis hierover van betekenis zijn voor de
specifieke zelfcontrolemaatregelen die zij dienen te treffen om alcoholgebruik te voorkomen. Zo zullen zij veel meer gebaat zijn bij vermijdingsstrategieën van alcohol dan mensen zonder een toenaderingsneiging.
De gepersonaliseerde meting van de automatische actietendensen kan ingezet worden voorafgaand aan de behandeling van een cliënt. Aan het einde van behandeling kan dit opnieuw gemeten worden waarbij het verschil een beeld geeft van het behandeleffect (Van Duijvenbode et al., 2017). Een afname van een toenaderingsneiging naar alcohol kan dan geïnterpreteerd worden als een positief behandeleffect.
Met de trainingsvariant van Breindebaas kan doelgericht die actietendens verminderd worden met als wenselijk gevolg een afname van alcoholconsumptie. De training kan
toegevoegd worden aan een reguliere verslavingsbehandeling die gericht is op het trainen van de executieve controle (Van Duijvenbode et al., 2017). Naar de effectiviteit van de
trainingsvariant van Breindebaas wordt onderzoek uitgevoerd bij mensen zonder LVB. Die resultaten worden naar verwachting in 2020 gepubliceerd (Bratti-Van der Werf et al., 2018).
In de toekomst kan ook gekeken worden of Breindebaas te combineren is met de biosensor die fysiologische aspecten van craving meet (Van Lier et al., 2017). In geval van craving kan dan bijvoorbeeld een trainingssessie met Breindebaas als één van de
zelfcontrolemaatregelen toegepast worden door een cliënt op zijn of haar eigen smartphone. Verder gedegen onderzoek is nodig alvorens Breindebaas geïntegreerd kan worden in de screening en behandeling van deze doelgroep. Er is nog winst te behalen in het oplossen van de
34 technische tekortkomingen en het vergroten van de gebruiksvriendelijkheid van de app in het personaliseren van de afbeeldingen.
In de context van de uitkomsten van deze pilotstudie is Breindebaas een veelbelovende app die goed toepasbaar kan zijn bij mensen met LVB en een stoornis in alcoholgebruik!
