Wie ben ik om aan mezelf te twijfelen? : een studie naar de effectiviteit van Competitive Memory training (COMET) op het expliciete en impliciete zelfbeeld onder jongvolwassenen met een negatief zelfbeeld

!

!

!JULI!2015!!!

!

Psychologie!

“Wie ben ik om aan mezelf te twijfelen?”

Een Studie naar de Effectiviteit van Competitive Memory training (COMET) op het Expliciete en Impliciete Zelfbeeld onder Jongvolwassenen met een Negatief Zelfbeeld.

Universiteit van Amsterdam

Naam: Vera van der Werff

Studentnummer: 10187588 UvA Begeleidster: Marija Maric Tweede Beoordelaar: Bianca Boyer

Onderdeel: Masterthese

Abstract

Een negatief zelfbeeld is geen op zichzelf staande diagnose in de DSM-5, maar is een veelvoorkomend probleem waar, zowel in de normale als klinische populatie, veel mensen onder lijden. In de klinische populatie wordt een negatief zelfbeeld gezien als een stoornis overstijgend probleem wat een belangrijke rol speelt in de etiologie, in stand houding en terugval van veel psychische stoornissen. De huidige studie onderzocht de effecten van Competitive Memory Training (COMET) op het expliciete en impliciete zelfbeeld van jongvolwassenen met een negatief zelfbeeld. In totaal zijn er 56 deelnemers (48 vrouwen) tussen 18 en 28 jaar, waarvan 27 deelnemers zes sessies COMET training in groepsverband hebben ontvangen. De andere 29 deelnemers zaten in de controle conditie. Bij beide condities zijn op drie momenten metingen afgenomen, waarbij het expliciete zelfbeeld is gemeten met de Rosenberg Self-Esteem Scale en de State Self-Esteem Scale, en het impliciete zelfbeeld met de Implicit Association Task en de Name Letter Task. Zoals verwacht is COMET effectief gebleken in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld. Tegen de verwachtingen in is er geen effect gevonden van COMET op het verbeteren van het impliciete zelfbeeld, maar dit verdient wel aanbevelingen om dit in vervolgonderzoek verder te bekijken. COMET lijkt een kosteneffectieve oplossing te zijn voor zowel de cliënt als een instelling, doordat het met weinig sessies zorgt voor een effectieve verbetering van het expliciete zelfbeeld.

Inhoudsopgave

1. Een Studie naar de Effectiviteit van Comptetitive Memory Training (COMET) op het Expliciete en Impliciete Zelfbeeld van Jongvolwassenen met een Negatief Zelfbeeld 4

2. Methode 10

2.1 Deelnemers 11

2.2 Materialen 12

2.2.1 Expliciet zelfbeeld 12

2.2.2 Impliciet zelfbeeld 14

2.2.3 Exploratief onderzoek: Stabiliteit van het zelfbeeld 14 2.3 Procedure voor deelnemers in de COMET conditie 14

2.3.1 Aanmeldingsprocedure onderzoek 14

2.3.2 Protocol COMET 14

2.3.3 Metingen experimentele conditie 15

2.4 Procedure voor deelnemers in de controle conditie 15

2.5 Data-analyse 16

3. Resultaten 17

3.1 Deelnemers 17

3.2 Voorafgaand aan de analyses 17

3.3 Outliers 18

3.3 Assumpties hoofdanalyses 19

3.4 Hoofdanalyses 19

3.4.1 Is COMET effectief in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld? 23 3.4.2 Is COMET effectief in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld? 23 3.4.3 De hoofdanalyses zonder de CUDIT-outliers 23

3.5 Exploratief onderzoek 23

3.5.1 Onderzoek naar de stabiliteit van het expliciete zelfbeeld 23 3.5.2 Grootte van de discrepantie als moderator 29

3.5.3 Type discrepanties als moderator 29

3.5.4 Exploratief onderzoek zonder de CUDIT-outliers 29

4. Conclusies en Discussie 30

4.1 Is COMET effectief in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld? 30

4.2 Verklaringen van de resultaten 30

4.2.1 Verklaringen van het effect van COMET op het expliciete zelfbeeld 30 4.2.2 Verklaringen van het effect van COMET op het impliciete zelfbeeld 31

4.3 Exploratief onderzoek 32

4.4 Beperkingen en aanbevelingen 33

4.5 Samenvatting en Klinische Implicaties 34

1. Een Studie naar de Effectiviteit van Comptetitive Memory Training (COMET) op het Expliciete en Impliciete Zelfbeeld van Jongvolwassenen met een Negatief Zelfbeeld

Er wordt gesproken van een negatief zelfbeeld als men niet tevreden is met zichzelf (Olij et al., 2006). Een negatief zelfbeeld ontwikkelt zich al vroeg op basis van aangeboren kenmerken en jeugdervaringen (De Neef, 2010). Mensen die kampen met een negatief zelfbeeld zijn gewend om zichzelf voortdurend af te kraken en vooral te focussen op negatieve aspecten in hun leven. Hun interpretaties van nieuwe ervaringen worden gestuurd door het negatieve zelfbeeld en ze hebben last van een selectief geheugen als het gaat om hun eigen falen. Goede prestaties zwakken ze af of schrijven ze toe aan externe oorzaken. Als de ontevredenheid met zichzelf wel overeenkomt met de werkelijkheid, kan dit leiden tot een gedragsverandering en dus functioneel zijn (Olij et al., 2006). In de meeste gevallen, zeker in de klinische populatie, is een negatief zelfbeeld echter disfunctioneel. Dit komt doordat mensen zichzelf negatiever evalueren dan in werkelijkheid het geval is en vervolgens lijden onder dit negatieve oordeel.

Het hebben van een negatief zelfbeeld kent geen eigen diagnose in de Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-5), maar hangt samen met veel DSM-5 stoornissen en symptomen (5th ed; DSM-5; American Psychiatric Association, 2013; Korrelboom, 2011; Kuin & Peters, 2004; Olij et al., 2006). Uit onderzoek is gebleken dat een negatief zelfbeeld onder andere sterk gecorreleerd is met psychologische problematiek zoals angststoornissen, depressie stoornissen, persoonlijkheidsstoornissen, eetstoornissen en een verhoogde kans op suïcide (Brinkman-Sull, Overholser, & Silverman, 2000; Dori & Overholser, 1999; Korrelboom, 2011; Korrelboom, De Jong, Huijbrechts, & Daansen, 2009; Korrelboom, Marissen, & Van Assendelft, 2010; Lee & Hankin, 2009; Orth, Robins, & Roberts, 2008; Sowislo & Orth, 2013; Olij et al., 2006; Overholser, Adams, Lehnert, & Brinkman, 1995; Stice, 2002). Doordat het hebben van een negatief zelfbeeld met veel stoornissen correleert, wordt het gezien als een stoornis overstijgend probleem (Olij et al., 2006). Naast de samenhang met psychopathologie, blijkt uit onderzoek met adolescenten en studenten dat een negatief zelfbeeld correleert met belangrijke levensaspecten zoals slecht sociaal functioneren en slecht academisch presteren (Bos, Mulkens, & Schalma, 2006; Friedlander, Reid, Shupak, & Cribbie, 2007).

Een negatief zelfbeeld speelt ook een belangrijke rol in het ontstaan en de instandhouding van symptomen en stoornissen (Korrelboom, 2011). Daarnaast kan het hebben van een negatief zelfbeeld een belangrijke factor zijn in terugval (Korrelboom, 2011; Maarsingh, Korrelboom, & Huijbrechts, 2010; Kuin & Peters, 2004; Olij et al., 2006).

Voorheen ging men ervan uit dat het behandelen van bepaalde problematiek automatisch leidde tot verbetering van het zelfbeeld, maar dit bleek niet altijd het geval te zijn (Fennell & Jenkins, 2004; Korrelboom, Van der Weele, Gjaltema, & Hoogstraten, 2009; Korrelboom, 2011; Kuin, 2013). Wanneer de problematiek van de cliënten verminderde en de behandeling werd beëindigd, bleven ze kwetsbaar voor terugval vanwege het blijvende bestaan van het negatieve zelfbeeld (Kuin et al., 2004). Ook is gebleken dat het hebben van een negatief zelfbeeld een positief effect van een klachtgerichte behandeling belemmert (De Neef, 2010). Hoe negatiever het zelfbeeld, hoe minder effect van de behandeling en hoe groter de kans op terugval.

Er zijn desondanks nog weinig behandelingen die zich specifiek richten op het verbeteren van het negatieve zelfbeeld (Korrelboom, 2011). Om die reden is Competitive Memory Training (COMET) voor negatief zelfbeeld ontwikkeld (Korrelboom, 2011). Dit is een cognitief-gedragstherapeutische behandeling wat gebaseerd is op de huidige inzichten van leren en afleren (Korrelboom, 2011). De huidige visie gaat ervan uit dat men door behandeling nieuwe associaties aanleert tussen concepten en betekenissen die de oude associaties corrigeren (Bouton, 2002). Voorheen ging men ervan uit dat de oude associaties door behandeling uit het lange termijn geheugen werden gewist, dus dat de cliënt een associatie afleerde. Nu gaat men ervan uit dat de oude associatie niet wordt afgeleerd, maar dat er in behandeling een nieuwe associatie bijgeleerd en vervolgens versterkt wordt. Iemand kan meerdere associaties hebben bij een concept, die mogelijk ook tegenstrijdig kunnen zijn. Iemand kan bijvoorbeeld het concept ‘ikzelf’ associëren met ‘trouw’, maar ook met ‘laf’ en ‘dom’ (Korrelboom, 2011). Bij psychopathologie is er sprake van activatie van disfunctionele betekenissen van een bepaald concept. Iemand met bijvoorbeeld een sociale angststoornis heeft bij het concept ‘feest’ een sterke associatie met de betekenis ‘gevaar voor afwijzing’ en een minder sterke associatie met de betekenis ‘gezellig’. In psychotherapie zou men zich moeten richten op het verbeteren van de activeerbaarheid van functionele betekenissen, die tot dan toe altijd werden gecorrigeerd door de disfunctionele betekenissen (Brewin, 2006). Dit is dan ook de kern achter COMET; de therapeut probeert de functionele betekenissen te versterken. Dit doet hij door middel van drie principes. De eerste is het verhogen van de emotionele saillantie. Hoe saillanter de emotionele associatie, hoe groter de kans is dat die associatie wordt geactiveerd (Maarsingh et al., 2010). Ten tweede worden de functionele betekenissen versterkt door middel van regelmatige herhaling en ten derde door contraconditionering. Bij dit laatste versterkt men de associatie van de trigger die voorheen zorgde voor activatie van de disfunctionele betekenis met de functionele betekenis.

Anders dan in veelgebruikte cognitief gedragstherapeutische therapieën, wordt gedacht dat de therapeut in COMET zich richt op het verbeteren van zowel expliciete, als impliciete functionele betekenissen (Korrelboom, De Jong, Huijbrechts, & Daansen, 2009). Uit onderzoek is namelijk naar voren gekomen dat het zelfbeeld kan worden onderscheiden in het expliciete en het impliciete zelfbeeld (De Raedt, Schacht, Franck, & De Houwer, 2006). Het expliciete zelfbeeld is wat iemand over zichzelf zegt, dus als iemand bijvoorbeeld zegt zichzelf te associëren met de eigenschap ‘trouw’. Het impliciete zelfbeeld is de automatische evaluatie van jezelf, bijvoorbeeld als iemand zichzelf onbewust associeert met ‘laf’. Deze automatische evaluatie is een ongecontroleerd proces dat kan verschillen van het expliciete zelfbeeld en kan leiden tot andere gedragingen dan vanuit het expliciete zelfbeeld (Franck, De Raedt, & De Houwer, 2007). De reden dat het expliciete zelfbeeld van het impliciete zelfbeeld kan verschillen, is te verklaren vanuit het duale proces model (Creemers et al., 2013; Wiers, Gladwin, Hofmann, Salemink, & Ridderinkhof, 2013). Het basisidee van het duale procesmodel is dat informatieverwerking te onderscheiden is in twee verschillende processen, namelijk het reflectieve en associatieve proces. Het reflectieve proces staat voor relatief rationele en gecontroleerde informatieverwerking, waaruit het expliciete zelfbeeld naar voren is gekomen. Het impliciete zelfbeeld is ontstaan vanuit het associatieve proces, wat informatie verwerkt op een automatische, associatieve en onbewuste wijze.

Er is steeds meer aandacht gekomen voor het impliciete zelfbeeld en de samenhang hiervan met internaliserende stoornissen zoals een depressie stoornis (De Raedt et al., 2006; Franck et al., 2007). Sommige onderzoekers suggereren zelfs dat het impliciete zelfbeeld een grotere rol speelt in de etiologie en instandhouding van psychische problematiek dan het expliciete zelfbeeld (Franck et al., 2007; Maarsingh et al., 2010). Er is in eerder onderzoek aangetoond dat impliciete associaties beïnvloedbaar zijn door trainingen op de computer (Clerkin & Teachman, 2010; Hakamata et al., 2010; Schoenmakers et al., 2010; Wiers, Eberl, Rinck, Becker, & Lindenmeyer, 2011). Deze vormen van training bleken effectief om negatieve impliciete associaties te veranderen voor mensen met bijvoorbeeld een alcoholverslaving, een sociale fobie of een andere angststoornis. Ook bleek dit effectief in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld (Baccus, Baldwin, & Packer, 2004). Er is daarnaast aangetoond dat het mogelijk is om impliciete associaties te verbeteren door middel van een cognitief gedragstherapeutische interventie (Teachman, Marker, & Smith-Janik, 2008; Teachman & Woody, 2003). Dezelfde studies toonden ook aan dat deze verbetering in impliciete associaties samen hangt met symptoomreductie. Mensen die alleen een verbetering lieten zien in expliciete associaties en niet in impliciete associaties, hadden zelfs een grotere

kans op terugval. Deze onderzoeken geven aanwijzingen voor het kunnen veranderen van impliciete associaties en de belangrijke rol die de impliciete associaties kunnen hebben in iemands problematiek.

Andere onderzoekers stellen echter dat bij een discrepantie tussen iemands expliciete en impliciete zelfbeeld, de grootte en de richting van deze discrepantie mogelijk nog belangrijker zijn, omdat dit veel kan vertellen over de risicofactoren van iemands problematiek (De Raedt et al., 2006; Creemers, Scholte, Engels, Prinstein, & Wiers, 2012; Creemers, Scholte, Engels, Prinstein, & Wiers, 2013). Vanuit het type discrepantie is namelijk vaak een verklaring af te leiden voor de etiologie en instandhouding van bepaalde problematiek. Er worden twee typen discrepanties onderscheiden: het beschadigde en het kwetsbare zelfbeeld (Creemers et al., 2012; Creemers et al, 2013). Bij het beschadigde zelfbeeld heeft men een hoog impliciet en laag expliciet zelfbeeld. In een extreem voorbeeld heeft iemand met een beschadigd zelfbeeld automatische associaties tussen het concept ‘ik’ en ‘bekwaam’, maar zegt over zichzelf dat hij een mislukking is. Bij het kwetsbare zelfbeeld is het juist andersom, men heeft dan een laag impliciet en hoog expliciet zelfbeeld. Iemand met een kwetsbaar zelfbeeld zegt bijvoorbeeld over zichzelf dat hij zeer bekwaam is, maar heeft impliciete associaties tussen het concept ‘ik’ en ‘mislukt’. Beide typen zijn niet adaptief, omdat men geen goed geïntegreerde zelf-representatie heeft. Bij het beschadigde zelfbeeld is het bijvoorbeeld vaak zo dat men zich gevangen voelt tussen zijn doelen en zijn ‘realiteit’, wat in sommige gevallen kan leiden tot psychologische problemen als onderdrukte woede of nervositeit (Creemers et al., 2012).

Naast de discrepanties binnen het zelfbeeld, is het ook van belang om te kijken naar de stabiliteit van het zelfbeeld. De stabiliteit van het zelfbeeld is de omvang van de korte termijn fluctuaties van het globale zelfbeeld (Kernis, Grannemann, & Barclay, 1989). Het globale zelfbeeld wordt gezien als een soort baseline, waaruit de fluctuaties ontstaan. Deze fluctuaties kunnen bijvoorbeeld veroorzaakt worden door feedback uit de omgeving of door iemands persoonlijkheidskenmerken. Uit onderzoek is gebleken dat mensen met een instabiel zelfbeeld kwetsbaarder zijn voor problematiek (Kernis, 2003). Het hebben van een instabiel zelfbeeld is onder andere geassocieerd met een toename van depressieve symptomen bij confrontatie met dagelijkse conflicten, de neiging om mislukkingen te generaliseren, een grotere beïnvloeding van het zelfbeeld door alledaagse gebeurtenissen en de neiging om sneller boos te worden wanneer het zelfbeeld wordt bedreigd door bijvoorbeeld kritiek uit de omgeving (Kernis & Paradise, 2002).

De COMET behandeling is tot nu toe effectief gebleken in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld en allerlei soorten problematiek zoals angst, depressie,

autonomieproblemen, persoonlijkheidsstoornissen, eetstoornissen en suïcidaliteit

(Korrelboom et al., 2009; Korrelboom et al., 2011; Korrelboom, 2011; Korrelboom et al., 2012; Maarsingh et al., 2010). Tot nu toe is nog onbekend of COMET ook effectief is in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld en van de stabiliteit van het zelfbeeld (Korrelboom, 2011). Daarnaast is COMET vooral onderzocht als toevoeging op treatment as usual en niet als een op zichzelf staande behandeling, wat het lastig maakt om de gevonden effecten aan COMET toe te schrijven (Korrelboom et al., 2009; Korrelboom et al., 2011; Van der Gaag, Van Oosterhout, Daalman, Sommer, & Korrelboom, 2012). Als aangetoond kan worden dat COMET een effectieve training is en mogelijk in de toekomst als evidence based behandeling bestempeld kan worden, kan dit veel betekenen voor de praktijk. Het is namelijk een zeer kosteneffectieve interventie, omdat het uit relatief weinig sessies bestaat en in groepsverband gegeven wordt. Ook kan COMET dan als een op zichzelf staande behandeling gegeven worden.

De huidige studie zal de effectiviteit van COMET onderzoeken ten aanzien van het verbeteren van het expliciete en impliciete zelfbeeld onder jongvolwassenen met een negatief zelfbeeld. Er wordt onderscheid gemaakt in twee typen zelfbeeld, omdat er vanuit het duale proces model gesuggereerd kan worden dat het expliciete en impliciete zelfbeeld zich op andere wijze ontwikkelen en kunnen verschillen, en omdat de COMET behandeling tracht om beide typen aan te pakken (Creemers et al., 2013; Korrelboom et al., 2009). Vanuit deze theorie is het interessant om te kijken of COMET op beiden effect heeft, in plaats van alleen onderzoek te doen naar het effect op het expliciete zelfbeeld zoals tot nu toe vooral is gedaan (Korrelboom, 2011; Van Tongeren, 2011). Het is ook interessant om beide typen te onderzoeken, omdat sommige wetenschappers zelfs suggereren dat het impliciete zelfbeeld een belangrijkere rol speelt in de etiologie en instandhouding van verschillende psychische problematiek (Franck et al., 2007; Maarsingh et al., 2010). Daarnaast zal in de huidige studie COMET als een op zichzelf staande training onderzocht worden, waarin de deelnemers worden vergeleken met een controlegroep die bestaat uit jongvolwassenen die geen COMET volgen, maar wel meedoen aan de metingen.

Er wordt verondersteld dat COMET effectief is in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld. Dit houdt in dat er wordt verwacht dat het volgen van COMET resulteert in een significant hoger expliciet zelfbeeld in vergelijking met het zelfbeeld voor aanvang van COMET en in vergelijking met een controlegroep die geen COMET heeft gevolgd. Deze

verwachting is gebaseerd op onderzoek waarin COMET onder andere effectief bleek voor verbetering van expliciete zelfwaardering (Korrelboom et al., 2009; Korrelboom et al., 2011; Korrelboom, 2011; Korrelboom et al., 2012; Maarsingh et al., 2010).

Daarnaast wordt verondersteld dat COMET effectief is in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld. Er wordt dus verwacht dat het volgen van COMET zorgt voor een significant hoger impliciet zelfbeeld in vergelijking met het impliciete zelfbeeld voor aanvang van COMET en in vergelijking met een controlegroep die geen COMET heeft gevolgd. Dit wordt verwacht omdat men zich tijdens het ontwikkelen van COMET onder andere heeft gericht op therapietechnieken waarvan wordt gedacht dat ze het impliciete zelfbeeld zullen verbeteren (Korrelboom et al., 2009). Daarnaast is uit eerder onderzoek gebleken dat impliciete associaties verbeterd kunnen worden door training (Clerkin et al., 2010; Hakamata et al., 2010; Schoenmakers et al., 2010; Wiers et al., 2011). Het bleek ook verbeterd te kunnen worden door middel van een cognitief gedragstherapeutische training (Teachman et al., 2008; Teachman & Woody, 2003).

Naast deze twee veronderstellingen wordt exploratief onderzocht of COMET effect heeft op de stabiliteit van het zelfbeeld. Uit eerder onderzoek blijkt dat een stabiel zelfbeeld een beschermende factor kan zijn tegen ontstaan of verergering van veel problematiek, en dat een instabiel zelfbeeld een risicofactor kan zijn (Kernis, Grannemann, & Barclay, 1991; Kernis et al., 1989; Raes & Van Gucht, 2009). Het zelfbeeld hangt samen met de mate van stabiliteit, waarbij bijvoorbeeld bleek dat iemand met een hoog zelfbeeld vaak een stabiel zelfbeeld heeft (Kernis et al., 1989). Uit follow-up studies van Korrelboom’s onderzoeksgroep bleek dat het effect van COMET in het verbeteren van het lage zelfbeeld tot wel een half jaar na beëindiging van de behandeling bleef bestaan (Van Tongeren, 2011). Dit geeft aanwijzingen dat niet alleen het zelfbeeld, maar ook de stabiliteit van het zelfbeeld verbeterde. Afgeleid uit deze onderzoeken zou gesuggereerd kunnen worden dat COMET mogelijk de stabiliteit van het zelfbeeld verbeterd. Er bestaat echter geen eerder onderzoek naar effecten van COMET of een andere interventie op de stabiliteit van het zelfbeeld, waardoor hier geen veronderstellingen over gemaakt kunnen worden en dit exploratief wordt meegenomen in het huidige onderzoek.

Als er behandeleffecten van COMET worden gevonden, zal exploratief onderzoek worden gedaan naar mogelijke moderatie-effecten. Stabiliteit van het zelfbeeld wordt hierbij ook meegenomen als mogelijke moderator. Er wordt dan gekeken of de effecten van COMET op het expliciete en impliciete zelfbeeld, kunnen verschillen voor groepen met verschillende mate van stabiliteit van hun zelfbeeld. Het kan bijvoorbeeld zo zijn dat COMET beter werkt

voor mensen met een instabiel zelfbeeld dan voor mensen met een stabiel zelfbeeld, doordat mensen met een instabiel zelfbeeld kwetsbaarder zijn voor problematiek en mogelijk meer vatbaar zijn voor verbetering (Kernis, 2003). Stabiliteit van het zelfbeeld is echter nog niet eerder meegenomen in effectiviteitsstudies naar COMET of andere interventies, waardoor het exploratief wordt meegenomen. Er zal ook exploratief worden gekeken of de grootte en de richting van de discrepantie tussen het expliciete en impliciete zelfbeeld moderatoren zijn (Creemers et al., 2012; Creemers et al., 2013). Dit houdt in dat er wordt gekeken of het behandeleffect verschilt voor deelnemers met een kleine of grote discrepantie tussen hun expliciete en impliciete zelfbeeld. Ook wordt er gekeken of het behandeleffect verschilt tussen mensen met een kwetsbaar of beschadigd zelfbeeld. Er is tot nu toe nog geen onderzoek gedaan naar deze discrepanties in combinatie met een interventie, waardoor hierover geen veronderstellingen opgesteld kunnen worden.

2. Methode

2.1 Deelnemers

In de huidige studie waren er 61 deelnemers, waarvan 52 vrouwen en 9 mannen tussen de 18 en 28 jaar (M = 22.5, SD = 2.57). Deze deelnemers zaten in een van de twee condities: in de experimentele of in de controle conditie. In de experimentele conditie zaten 32 studenten die COMET hebben gevolgd bij het Bureau Studentenpsychologen van de Universiteit van Amsterdam (UvA). Deze COMET-conditie bestond uit 4 mannen en 28 vrouwen met een leeftijd tussen 18 en 28 jaar (M = 23.3, SD = 2.7). Ze hebben zichzelf aangemeld en zijn na een intake geselecteerd voor de training. De intake en selectie is uitgevoerd door twee studentenpsychologen die de COMET training ook zelf hebben gegeven. Tijdens de selectie is erop gelet dat de studenten geen ernstige depressieklachten hadden en ambivalent tegenover hun negatieve zelfbeeld stonden. Bij dit laatste selectiecriterium wordt bedoeld dat de deelnemers nog enige twijfel hadden tegenover hun negatieve zelfbeeld en dit niet als volledig waar hadden aangenomen. De deelnemers ontvingen geen beloning voor hun deelname aan het onderzoek. Het onderzoek was goedgekeurd door de Commissie Ethiek Psychologie van UvA.

De controleconditie bestond uit 29 deelnemers, waarvan 6 mannen en 23 vrouwen tussen 18 en 28 jaar (M = 21.6, SD = 2.2). In de werving van de controlegroep is gezocht naar deelnemers met soortgelijk geslacht en leeftijd als de deelnemers in de experimentele conditie. Ze zijn geworven uit een populatie van eerstejaars psychologiestudenten van de UvA. Zij krijgen hiervoor ‘proefpersoonpunten’, die ze nodig hebben voor het behalen van

hun diploma. Naast eerstejaars psychologiestudenten zijn controledeelnemers geworven uit de kennissenkring van de twee studenten die de metingen hebben uitgevoerd. De deelnemers uit de kennissenkring hebben geen beloning ontvangen voor hun deelname.

2.2 Materialen

Er is een voor-, tussen- en nameting afgenomen die voor beide condities gelijk waren. Tijdens de drie meetmomenten zijn het expliciete zelfbeeld, impliciete zelfbeeld en de stabiliteit van het zelfbeeld gemeten. Er zijn vragenlijsten afgenomen op de computer met het programma Qualtrics en twee computertaken met Inquisit Lab. Doordat de huidige studie onderdeel is van een groter onderzoek, zijn ook vragenlijsten afgenomen die niet zullen terugkomen in de huidige these. Daarnaast zijn er vragenlijsten gebruikt die niet zijn meegenomen in de hoofdanalyses, maar ter controle zijn afgenomen. Om te kunnen controleren of er effecten van middelenmisbruik op de effecten van COMET waren, zijn er vragenlijsten over alcohol- en cannabisgebruik afgenomen. Er is besloten om deze vragenlijsten mee te nemen als controle, omdat studenten relatief gezien veel middelen gebruiken (Van Laar et al., 2010), een negatief zelfbeeld kan samenhangen met risico op middelengebruik (Newcomb, Maddahian, & Bentler, 1986) en middelengebruik vervolgens mogelijk kan interfereren met de behandeleffecten van COMET (Barlow, 2014).

Om het alcoholgebruik te meten is de Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT) gebruikt (Babor, Higgins-Biddle, Saunders, & Monteiro, 2001; Schippers & Broekman, 2010). De AUDIT bestaat uit tien items, waarbij men antwoord kan geven op een vijfpuntschaal. Een voorbeelditem is: “Hoe vaak drinkt u alcohol?”, waarbij men kan kiezen tussen “nooit, 1 keer per maand of minder, 2 tot 4 keer per maand, 2 tot 3 keer per week, of 4 of meer keer per week”. Dit wordt respectievelijk gescoord van 0 tot en met 5, waarbij een hoge score wijst op veel alcoholgebruik. Als iemand boven de cut-off score van 20 scoort, is er mogelijk sprake van alcoholafhankelijkheid. De AUDIT is een valide en betrouwbare test is, met r = .86 (Babor et al., 2001). In de huidige steekproef was er een acceptabele α = 0.75. Voor vragenlijsten geldt dat Cronbach’s alpha’s (α) rond de 0.8 staan voor een goede betrouwbaarheid (Field, 2013).

Cannabisgebruik is gemeten met de Cannabis Use Disorders Identification Test-Revised (CUDIT-R) (Adamson et al., 2010). De CUDIT bestaat uit acht items, waarbij men antwoord kan geven op een vijfpuntschaal. Een voorbeelditem is: “Hoe vaak gebruikt u marihuana?’’, met de antwoordmogelijkheden: “Nooit, maandelijks of minder, 2 of 4 keer per maand, 2 of 3 keer per week, of 4 of meer keer per week”. Dit wordt respectievelijk gescoord

met 0 tot en met 5. Hierbij betekent een hoge score meer cannabisgebruik. Er kan sprake zijn van cannabisafhankelijkheid als men scoort boven de cut-off van 13 (Adamson et al., 2010). Het is een valide en betrouwbare test met een Cronbachs’ alpha van minstens α = 0.84 (Adamson et al., 2010). In de huidige steekproef is een goede betrouwbaarheid gevonden van α = 0.87.

2.2.1 Expliciet zelfbeeld

Het expliciete zelfbeeld is gemeten met twee instrumenten, namelijk met de Rosenberg Self-Esteem Scale (Rosenberg, 1965) en de State Self-Esteem Scale (Heatherton & Polivy, 1991). De Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES) meet het zelfbeeld van iemand in het algemeen. De RSES bestaat uit tien items, waarbij men antwoord kan geven op een vierpuntschaal. Een voorbeeld item is: “Ik kan de dingen net zo goed als andere mensen”, waarbij men kan kiezen tussen: “helemaal mee oneens, mee oneens, mee eens of helemaal mee eens”. Dit wordt respectievelijk gescoord van 1 tot en met 4, waarbij een hoge score wijst op een positief zelfbeeld. Iemand kan dus een minimumscore hebben van 10 en een maximumscore van 40. De test is valide en betrouwbaar, met α = .80 tot .87 (Bosson et al., 2000; Schmitt & Allik, 2005). In de huidige studie is een goede betrouwbaarheid gevonden van α = 0.87.

De State Self-Esteem Scale (SSES) is een vragenlijst het zelfbeeld-nu meet, dus of het zelfbeeld op moment van de meting meer negatief of positief is. De SSES meet het zelfbeeld op het gebied van prestaties, uiterlijk en op sociaal gebied. Het bestaat uit 20 items met een vijfpuntschaal. Een voorbeeld item is: “Ik heb vertrouwen in mijn kwaliteiten”, met de antwoordmogelijkheden: “helemaal niet, een beetje, gemiddeld, vrij veel of bijzonder veel”. Dit wordt respectievelijk gescoord van 1 tot en met 5, waarbij een hoge score een positief zelfbeeld representeert. Iemand kan minimaal 20 scoren en maximaal 100. Het is een valide test (Heatherton & Polivy, 1991). Er is nog weinig onderzoek gedaan naar de betrouwbaarheid, maar de SSES is wel afgeleid van de Janis-Field Feelings of Inadequacy Scale die een betrouwbaarheid kent van α = .91 (Church, Truss, & Velicer, 1980). In de huidige studie is een goede betrouwbaarheid gevonden, met α = 0.89.

2.2.2 Impliciet zelfbeeld

Het impliciete zelfbeeld is gemeten door middel van de Implicit Association Test (IAT) en de Name Letter Task (NLT) via het softwareprogramma Inquisit Lab. De IAT is een computertaak die de automatische associaties tussen concepten meet (Greenwald & Farnham,

2000). Het zet de concepten ‘ik’ en ‘niet-ik’ tegenover elkaar. Vervolgens moeten deelnemers woorden die in het beeld verschijnen toewijzen aan ‘ik’ of ‘niet-ik’ en bij fouten wordt hierin gecorrigeerd. Woorden als ‘hij’, ‘zij’ en ‘hen’ moeten worden toegeschreven aan het concept ‘niet-ik’ door snel op een bepaalde knop van het toetsenbord te drukken. Vervolgens komen de concepten ‘waardevol’ en ‘waardeloos’ erbij, met bijpassende woorden die in beeld verschijnen zoals ‘bekwaam’ en ‘mislukt’. De reactietijd waarin iemand de woorden toeschrijft aan de concepten representeert de sterkte van de impliciete associatie. Er zijn verenigbare en onverenigbare delen tijdens de IAT. Het verenigbare deel bestaat uit de combinatie concepten ‘ik, waardevol’ tegenover ‘niet-ik, waardeloos’. Vervolgens krijgen de deelnemers het onverenigbare deel met de concepten ‘ik, waardeloos’ tegenover ‘niet-ik, waardevol’. Als iemand zeer snel is in het toeschrijven van woorden als ‘mislukt’ aan het concept ‘ik, waardeloos’, staat dit voor een sterke associatie tussen deze concepten. Om te zien of iemand een hoog of laag impliciet zelfbeeld heeft, worden de gemiddelden van de reactietijden van de verenigbare en onverenigbare delen met elkaar vergeleken. Met het D600 algoritme zijn de scores omgezet in individuele effect sizes, waarbij een hoge effect size duidt op een hoog impliciet zelfbeeld (Creemers et al., 2013; Greenwald, Nosek, & Banaji, 2003). Het is een valide en redelijk betrouwbare test met r = .65 tot r = .69 (Bosson et al., 2000; Greenwald & Farnham, 2000).

De Name Letter Task (NLT) meet iemands impliciete zelf-evaluatie. Alle letters uit het alfabet worden getoond en de deelnemers moeten aangeven hoe leuk ze de letters vinden. Het is een taak die meet hoe sterk de relatie is tussen iemands eigen initialen en zichzelf, en in hoeverre diegene zijn eigen initialen prefereert boven andere letters uit het alfabet. De uitkomsten hiervan toont iemands impliciete zelf-attitudes en daarmee iemands impliciete zelf-evaluatie (Creemers et al., 2012). Per letter moet de deelnemer op een zevenpuntschaal aangeven in hoeverre hij of zij van de letter houdt (“Hoeveel houd je van deze letter?”), waarbij de antwoorden variëren tussen “helemaal niet” tot “heel erg” wat respectievelijk wordt gescoord van 1 tot 7. Aan de hand van het Self-corrected algorithm (S-algorithm) wordt de index van het impliciete zelfbeeld berekend (Creemers et al., 2012). Dit wordt gedaan door de gemiddelden van de scores van de letters die niet behoren tot de eigen initialen af te trekken van de gemiddelden van de scores van de de eigen initialen. Iemand met een hoog zelfbeeld zal zijn eigen initialen hoger beoordelen. Iemand met hoge scores op de NLT heeft een hoger impliciet zelfbeeld. De test is zowel betrouwbaar (r = .62) als valide (Bosson et al., 2000).

2.2.3 Exploratief onderzoek: Stabiliteit van het zelfbeeld

De stabiliteit van het zelfbeeld is gemeten met de Self-Esteem Instability Scale (SEIS) (Raes & Van Gucht, 2009). Deze wordt gebruikt in de moderatie-analyse. De test gaat over de mate van stabiliteit waarin men zichzelf over het algemeen waardeert. Dit heeft betrekking op het expliciete zelfbeeld. De test bestaat uit vier items waarbij men antwoord kan geven op een vijfpuntschaal variërend van “helemaal niet van toepassing, een beetje van toepassing, matig van toepassing, erg van toepassing en heel erg van toepassing”. Dit wordt respectievelijk gescoord van 1 tot en met 5, waarbij iemand een totale minimumscore kan hebben van 4 en een maximumscore van 20. Een voorbeelditem is: “De mate waarin ik mezelf waardeer kan op verschillende momenten erg verschillen.” Iemand met hoge scores op de test, heeft een hoog expliciet instabiel zelfbeeld. De test heeft een goede validiteit en is betrouwbaar met α = .87 (Raes & Van Gucht, 2009). In de huidige steekproef is een zeer goede betrouwbaarheid gevonden, van α = 0.93.

2.3 Procedure voor deelnemers in de COMET conditie 2.3.1 Aanmeldingsprocedure onderzoek

Voor aanvang van COMET hebben de studentenpsychologen met elke deelnemer een intakegesprek gehouden, waarbij op het eind een korte uitleg werd gegeven over het huidige onderzoek en werd gevraagd of de cliënt wilde deelnemen aan het onderzoek. Als de cliënt wilde deelnemen, werd de cliënt in een aparte kamer ontvangen door een van de twee studenten die de metingen hebben uitgevoerd. De cliënten kregen een informatiebrochure en werden gevraagd een toestemmingsverklaring te tekenen voor deelname. Daarna werden de afspraken ingepland voor alle meetmomenten. Ook zijn gegevens uitgewisseld en ontvingen de cliënten na afloop een e-mail met een overzicht van alle afspraken.

2.3.2 Protocol COMET

De deelnemers kregen een aangepaste versie van de originele COMET voor negatief zelfbeeld (Korrelboom, 2011). In samenspraak met Korrelboom, de ontwikkelaar van COMET, is de training aangepast naar een versie voor studenten. De aangepaste training bevat dezelfde elementen, maar is verkort van acht naar zes sessies. Er is minder sprake van herhaling van de elementen en er wordt gewerkt met voorbeelden die meer aansluiten bij de belevingswereld van studenten. De training is door de studentenpsychologen in groepsverband gegeven met een groep van acht tot tien studenten.

In het begin van COMET is in de eerste sessie gestart met kennismaking. Vervolgens is er een introductie gegeven waarin de rationale en uitgangspunten zijn herhaald. Hierin zijn ook veel praktische zaken besproken. Daarna moest elke deelnemer het negatieve zelfbeeld benoemen en bespreken. In de tweede sessie is zoals in elke sessie begonnen met het bespreken van het huiswerk. Vervolgens gingen de deelnemers aan de slag met tegenvoorbeelden. Dit zijn voorbeelden die ze moeten bedenken die in strijd staan met hun negatieve zelfbeeld. In de derde sessie is dit tegenbeeld voelbaar gemaakt, door middel van positieve zelfspraak en lichamelijke uitbeelding van het tegenbeeld. Het (functionele) tegenbeeld is hiermee als het ware emotioneel saillanter gemaakt. In de vierde en vijfde sessie is hierop doorgegaan, alleen is er nu gebruik gemaakt van imaginatie oefeningen en muziek. Ook is een hiërarchie opgesteld van situaties die het negatief zelfbeeld oproepen en is hiermee gewerkt in de sessies. De laatste sessie is een afsluitende sessie waarin alles is geëvalueerd wat er veranderd is, wat nuttig was en is de toekomst besproken.

2.3.3 Metingen experimentele conditie

Er zijn drie meetmomenten waarop de vragenlijsten en twee computertaken zijn afgenomen. De voormeting was voor aanvang van COMET. Vervolgens was er op de helft van COMET een tussenmeting, die na de derde sessie en voor de vierde sessie plaats vond. In de week na de beëindiging van COMET is de nameting geweest. Voor alle metingen zijn de deelnemers naar een gebouw van de UvA gekomen, waar in een afgesloten ruimte de vragenlijsten en computertaken in vaste volgorde op een laptop zijn afgenomen. De metingen namen 30 à 45 minuten in beslag per deelnemer per meetmoment.

2.4 Procedure voor deelnemers in de controle conditie

Na werving van deelnemers van de controlegroep zijn individuele afspraken per mail gemaakt. Tijdens de eerste afspraak kregen de deelnemers een informatiebrochure en hebben ze een toestemmingsverklaring getekend. Daarna zijn de twee vervolgafspraken ingepland voor de rest van de meetmomenten. Hierna is de eerste meting afgenomen. Deze is exact hetzelfde als de meting die is gedaan bij de deelnemers in de COMET conditie. Ook de tussen- en nameting waren gelijk aan de metingen die zijn gedaan bij de COMET deelnemers. De deelnemers in de controlegroep kregen geen COMET, maar hadden wel evenveel tijd tussen de metingen als bij de COMET conditie. Na de laatste meting hebben de eerstejaarspsychologie studenten uit de controleconditie digitaal drie ‘proefpersoonpunten’ gekregen.

2.5 Data-analyse

Volgens de eerste hypothese wordt er dus verondersteld dat COMET effectief is in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld. De tweede hypothese veronderstelt dat COMET effectief is in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld. Om deze beiden hypothesen te toetsen is er met versie 21 van IBM SPSS Statistics Software een mixed design ANOVA uitgevoerd, waarmee is gekeken naar veranderingen binnen en tussen de condities. Dit is uitgevoerd nadat de assumpties van normaliteit, homogeniteit van sfericiteit en van de varianties. De assumptie van normaliteit is getest met de Shapiro-Wilk test (Field, 2013). De assumptie van sfericiteit wordt getoetst met Mauchly’s Test of Sphericity en homogeniteit van varianties met Levene’s test (Field, 2013). Als de resultaten van deze drie testen niet significant zijn, is er voldaan aan de assumpties. Met de mixed design ANOVA is vervolgens gekeken of COMET zorgt voor een significante verbetering van het expliciete en impliciete zelfbeeld, in vergelijking met het expliciete en impliciete zelfbeeld voor aanvang van COMET en in vergelijking met de controle conditie.

De uitkomsten van de mixed design ANOVA zijn ook gebruikt voor het exploratieve onderzoek naar het effect van COMET op de stabiliteit van het zelfbeeld. Daarnaast is een moderatie analyse uitgevoerd aan de hand van PROCESS van Andrew F. Hayes (Field, 2013). Hiermee is gekeken of de stabiliteit van het zelfbeeld, de grootte van de discrepantie tussen het expliciete en impliciete zelfbeeld, en de richting van deze discrepantie mogelijke moderatoren zijn. Deze analyses zijn alleen uitgevoerd met de uitkomstmaten waar een effect van COMET op gevonden is. Het huidige exploratieve onderzoek kijkt namelijk naar de vraag of er mogelijke moderatoren zijn in het effect van COMET op het zelfbeeld. Als er geen effecten van COMET worden gevonden, zal er dus geen exploratief onderzoek gedaan worden naar moderatoren.

In alle analyses wordt een significantieniveau van α = .05 aangehouden. Om in de analyses de effect sizes te bepalen, wordt gekeken naar Cohen’s d of naar Partial Eta-Squared (Pallant, 2005). Als Cohen’s d (d) wordt gebruikt, is er sprake van een klein effect bij 0.2, een middelmatig effect bij 0.5 en een groot effect bij 0.8 (Cohen, 1992). Als er wordt gekeken naar de Partial Eta Squared (ηp2), zijn de volgende waardes respectievelijk klein, gemiddeld of groot: 0.01, 0.06 of 0.14 (Pallant, 2005).

3. Resultaten 3.1 Deelnemers

Er zijn vijf deelnemers uitgevallen, doordat ze op minstens de voormeting en/of de nameting zijn uitgevallen. De uiteindelijke steekproef bestond uit 56 deelnemers (48 vrouwen) tussen de 18 en 28 jaar (M = 22.4, SD = 2.6). De COMET-conditie bestond uit 27 deelnemers (25 vrouwen) met een leeftijd tussen de 18 en 28 jaar (M = 23.3, SD = 2.7). De controle conditie bestond uit 29 deelnemers (23 vrouwen) met een leeftijd tussen de 18 en 28 jaar (M = 21.6, SD = 2.2). Het oorspronkelijke doel was om de controle conditie te selecteren op overeenkomstig geslacht en leeftijd. Er is echter een significant verschil gevonden in leeftijd, t(54) = 2.58, p <.05, met een middelmatig tot hoog effect van d = 0.69. Er is geen significant verschil gevonden in geslacht tussen de condities.

3.2 Voorafgaand aan de analyses

Op sommige vragenlijsten zijn willekeurige ontbrekende items geconstateerd. Dit was het geval bij ongeveer tien procent van alle items in totaal. Deze ontbrekende items zijn vervangen door de gemiddelde score van de vragenlijst waarop het item ontbrak. Dit gemiddelde is berekend op basis van de scores van alle ingevulde items op de vragenlijst, van de individuele deelnemer op het betreffende meetmoment. Vervolgens zijn de somscores berekend voor alle vragenlijsten. De scores van de IAT bestonden uit effect sizes en de NLT scores uit gemiddelden. De gemiddelden van alle scores zijn in Tabel 1 en Tabel 2 weergegeven voor zowel de COMET als de controle conditie. Er zijn van sommige deelnemers in de COMET-conditie op de IAT of NLT geen datagegevens bekend, vanwege technische problemen tijdens de meting.

Tabel 1

Gemiddelde en Standaarddeviaties (tussen Haakjes) voor RSES, SSES, IAT en NLT op de Voor-, Tussen- en Nameting van de COMET-conditie (N = 27).

Voormeting Tussenmeting Nameting

RSES 23.54 (4.65) 24.89 (4.77) 27.18 (4.56) SSES 52.96 (10.43) 57.31 (10.73) 60.96 (11.46) IAT* 0.29 (0.55) 0.35 (0.57) 0.18 (0.60) NLT** 1.19 (0.96) 0.66 (1.01) 1.13 (1.04) * N = 25 op de tussen- en nameting. ** N = 26 op de tussenmeting.

Tabel 2

Gemiddelde en Standaarddeviaties (tussen Haakjes) voor RSES, SSES, IAT en NLT op de Voor-, Tussen- en Nameting van Controle Conditie (N = 29).

Voormeting Tussenmeting Nameting

RSES 32.07 (4.31) 32.45 (4.31) 32.17 (4.14)

SSES 74.17 (11.25) 72.06 (11.16) 72.90 (9.68)

IAT 0.58 (0.42) 0.31 (0.55) 0.48 (0.50)

NLT 0.41 (1.29) 0.46 (1.27) 0.77 (1.17)

3.3 Outliers

Er is gekeken naar mogelijke outliers door middel van een boxplot (Field, 2013). Op de RSES, SSES, IAT en NLT zijn geen afwijkende outliers gevonden. Er is ook gekeken naar het middelengebruik van de deelnemers door te kijken naar de scores op de AUDIT en CUDIT.

Er is gekeken naar de scores van de AUDIT van 48 van de 56 deelnemers, omdat de AUDIT scores van acht deelnemers missen aangezien AUDIT nog niet standaard werd afgenomen in het beginstadium van het COMET onderzoek. Er zijn twee deelnemers die consequent hoger scoren dan de cut-off score van 20 op de AUDIT, wat kan betekenen dat er sprake is van alcoholafhankelijkheid. Echter, zijn er geen significante outliers op alle metingen van de AUDIT, wat erop wijst dat ze niet significant verschillen van de andere deelnemers. Een independent t-test laat echter wel significante verschillen zien tussen de COMET en controle conditie, t(46) = -2.27, p < .05. De controle conditie scoort hoger op de AUDIT (M = 9.97, SD = 0.96) dan de COMET conditie (M = 6.35, SD = 1.35).

Er is gekeken naar de CUDIT scores van 48 deelnemers, omdat de CUDIT ook niet is afgenomen bij de eerste acht deelnemers. Er zijn vier significante outliers gevonden op bepaalde metingen, waarvan twee deelnemers in de COMET-conditie en twee in de controle conditie. Deze deelnemers scoren op minstens een meting boven de cut-off van 13, wat indiceert dat er sprake is van cannabisafhankelijkheid. Met een independent t-test bleek dat er geen significante verschillen zijn op de CUDIT scores tussen de groepen. De hoofdanalyses waar effecten op zijn gevonden, zijn ook uitgevoerd zonder deze outliers om te zien of dit mogelijk van invloed is op de uitkomsten.

3.3 Assumpties hoofdanalyses

De assumptie van normaliteit is geschonden op de tussenmeting van de NLT van de controle conditie, met D(29) = 0.90, p < .05. Een mixed design ANOVA blijkt echter redelijk robuust tegen schendig van deze assumptie (Pallant, 2005). In de COMET-conditie en op de andere metingen van de NLT is de assumptie niet geschonden. Ook is voldaan aan de assumptie op alle metingen van de RSES, SSES en IAT.

De assumptie van sfericiteit is geschonden voor de RSES, χ2 _{(2) = 16.43, p < .001, de} SSES, χ2 _{(2) = 9.65, p < .05, en de IAT, χ}2 _{(2) = 7.49, p < .05. De assumptie is niet} geschonden voor de NLT. De Greenhouse Geisser geeft voor zowel de RSES, SSES als de IAT een waarde van ε > 0.75. Dit maakt de Greenhouse-Geisser te conservatief, waardoor in de hoofdanalyses wordt gekeken naar de toetsingswaardes met de Huyn-Feldt correctie (Field, 2013).

De assumptie van homogeniteit van varianties is getest met Levene’s test van gelijke varianties. Deze bleek niet significant op de RSES, SSES, IAT en NLT. Hiermee is voldaan aan de assumptie.

3.4 Hoofdanalyses

3.4.1 Is COMET effectief in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld?

Het expliciete zelfbeeld is gemeten met de RSES en de SSES. In Tabel 3 worden de correlaties weergegeven tussen de RSES, SSES, IAT en de NLT, waarbij te zien is dat de testen op elke meting significant met elkaar samenhangen.

Voor zowel de RSES als de SSES is een mixed design ANOVA analyse uitgevoerd. Voor de within subjects effects wordt, zoals eerder aangegeven, gekeken naar de significantiewaardes met de Huyhn-Feldt correctie. In het testen van contrasten door middel van multiple comparisons, wordt gebruik gemaakt van de Bonferroni correctie.

Uit de resultaten is naar voren gekomen dat er een significant hoofdeffect is voor tijd op RSES, F(1.65, 89.04) = 9.24, p < .05, met een grote effect size van ηp2 = 0.15. Dit houdt in dat de RSES scores op minstens twee meetmomenten significant van elkaar verschillen. Door naar contrasten te kijken, is gebleken dat de scores op de RSES van de voormeting significant verschillen met de scores op de nameting (p = < .05), waarbij de scores hoger zijn op de nameting (M = 29.77, SD = 4.99) dan op de voormeting (M = 27.95, SD = 6.18).

Er is een significant hoofdeffect voor groep op de RSES, F(1, 54) = 42.43, p < .001, met een grote effect size van ηp2 = 0.44. Dit houdt in dat er op de RSES een significant effect is gevonden tussen de twee condities.

Tabel 3

Correlaties tussen de RSES, SSES, IAT en NLT op de voor-, tussen- en nameting (respectievelijk vm, tm en nm).

* Correlatie is significant, p < .05. ** Correlatie is significant, p < .001. 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1. RSES vm - 2. RSES tm 0.86** - 3. RSES nm 0.72** 0.88** - 4. SSES vm 0.86** 0.76** 0.64** - 5. SSES tm 0.59** 0.75** 0,73** 0.75** - 6. SSES nm 0.56** 0.70** 0.80** 0.69** 0.85** - 7. IAT vm 0.34* 0.23 0.15 0.23 0.12 0.11 - 8. IAT tm 0.07 0.08 0.08 0.07 -0.04 0.02 0.31* - 9. IAT nm 0.40** 0.29* 0.25 0.38** 0.14 0.26 0.59** 0.20 - 10. NLT vm 0.11 0.06 0.05 0.01 0.04 -0.08 -0.02 -0.02 -0.10 - 11. NLT tm 0.23 0.11 0.09 0.28* 0.19 0.23 0.17 0.12 0.16 0.21 - 12. NLT tm -0.09 -0.20 -0.15 -0.15 -0.27* -0.16 -0.15 -0.09 -0.13 0.38** 0.21 -

Er is een significant interactie effect gevonden op de RSES, F(1.65, 89.04) = 8.77 p < .05, met een grote effect size van ηp2 = 0.24. Er is dus een significant verschil in de RSES scores tussen de groepen over tijd. Het interactie effect op de RSES is verder onderzocht door te kijken naar contrasten. Er is een significant interactie effect op de voor- en nameting van de RSES, F(1, 54) = 11.17, p < .05, met een grote effect size van η_p2 _{= 0.17. Dit houdt in dat het} significante verschil in de scores op de voor- en nameting van de RSES significant verschilt tussen de COMET conditie en de controle conditie. Hierbij zijn de gemiddelden op de RSES voormeting van de controle conditie hoger (M = 32.07, SD = 4.31) dan op de voormeting van de COMET conditie (M = 23.53, SD = 4.65). Op de nameting liggen de RSES scores ook hoger bij de controle conditie (M = 32.17, SD = 4.14) dan bij de COMET conditie (M = 27.18, SD = 4.56). Er is ook te zien dat de RSES scores in de COMET conditie hoger zijn op de nameting dan op de voormeting. Deze resultaten worden grafisch weergegeven in Figuur 1.

Figuur 1. Interactie effect (groep x tijd) op de RSES. Met op de x-as de tijd: voormeting (1),

tussenmeting (2) en nameting (3) en op de y-as de RSES score voor de COMET conditie (blauw) en de controle conditie (groen).

Op de SSES is een significant hoofdeffect gevonden voor tijd met een gemiddelde

significant verschilt met de nameting (p < .05), waarbij de scores op de nameting hoger liggen (M = 66.93, SD = 1.41) dan op de voormeting (M = 63.57, SD = 1.45).

Er is een significant hoofdeffect gevonden voor groep op de SSES, F(1, 54) = 40.06, p < .001, met een grote effect size van ηp2 = 0.43.

Op de SSES is ook een significant interactie effect gevonden, F(1.80, 97.10) = 7.63, p < .05, met een gemiddelde tot grote effect size van ηp2 = 0.12. Uit de contrasten bleek dat de voormeting significant verschilt van de nameting op de SSES tussen de condities, F(1, 54) = 11.66, p < .05, met een grote effect size van η_p2 _{= 0.18. Dit houdt in dat het significante} verschil in scores op de voor- en nameting van de RSES significant verschilt tussen de COMET conditie en de controle conditie. Hierbij zijn de gemiddelden op de SSES voormeting van de controle conditie hoger (M = 74.17, SD = 11.25) dan op de voormeting van de COMET conditie (M = 52.96, SD = 10.42). Op de nameting liggen de SSES scores ook hoger bij de controle conditie (M = 72.06, SD = 9.68) dan bij de COMET conditie (M = 60.96, SD = 11.46). Er is ook te zien dat de SSES scores in de COMET conditie hoger zijn op de nameting dan op de voormeting. Deze resultaten worden grafisch weergegeven in Figuur 2.

Figuur 2. Interactie effect (groep x tijd) op de SSES. Met op de x-as de tijd: voormeting (1),

tussenmeting (2) en nameting (3) en op de y-as de SSES score voor de COMET conditie (blauw) en de controle conditie (groen).

3.4.2 Is COMET effectief in het verbeteren van het impliciete zelfbeeld?

Het impliciete zelfbeeld is gemeten met de IAT en NLT. In Tabel 3 is te zien dat ze nauwelijks met elkaar correleren en dat de testen ook niet altijd met zichzelf correleren op andere meetmomenten.

Voor zowel de IAT als de NLT is een mixed design ANOVA analyse uitgevoerd. Bij de IAT was de assumptie van sfericiteit geschonden, waardoor hierbij wordt gekeken naar de significantiewaardes met de Huyn-Feldt correctie voor de testen naar de within subjects

effects (Field, 2013).

Op de IAT is geen significant hoofdeffect voor tijd naar voren gekomen. Er is ook geen sprake van een significant hoofdeffect voor groep of van een significant interactie effect.

Op de NLT is geen significant hoofdeffect voor tijd en groep gevonden, maar wel een significant interactie effect, F(2, 106) = 4.47, p < .05, met een gemiddelde effect size van ηp2 = 0.09. Door te kijken naar contrasten, bleek er echter geen significante interactie te zijn voor de voor- en nameting. Er is dus geen verschil in NLT scores op de voor- en nameting tussen de COMET en de controle conditie.

3.4.3 De hoofdanalyses zonder de CUDIT-outliers

Alle bovenstaande analyses zijn ook uitgevoerd zonder de data van de vier significante

outliers op de CUDIT, om te zien of dit mogelijk van invloed is op de resultaten. De

resultaten van de RSES, SSES en NLT veranderden niet als de analyses werden uitgevoerd zonder de data van de vier outliers op de CUDIT scores. Zonder de vier outliers werd wel een significant interactie effect gevonden op de IAT, F(2, 94) = 3.58, p < .05, met een gemiddelde

effect size van ηp2 = 0.07. Door naar contrasten te kijken, is alsnog gebleken dat er geen significant interactie effect is tussen de voor- en nameting tussen de COMET en controle conditie.

3.5 Exploratief onderzoek

3.5.1 Onderzoek naar de stabiliteit van het expliciete zelfbeeld

Om te kijken of COMET ook effectief is in het verbeteren van de stabiliteit van het expliciete zelfbeeld, is een mixed ANOVA analyse uitgevoerd op de voor-, tussen- en nameting van de SEIS.

Er zijn geen significante outliers op de voor-, tussen- en nameting van de SEIS. Met de Shapiro-Wilk test bleek de assumptie van normaliteit geschonden op de nameting van de

COMET conditie, D(27) = 0.91, p < .05. Voor de andere metingen van de COMET conditie en voor alle metingen van de controle conditie is voldaan aan de assumptie. Aan de hand van

Mauchly’s Test of Sphericity is gebleken dat er is voldaan aan de assumptie van sfericiteit. De

assumptie van homogeniteit van varianties is getest met Levene’s test van gelijke varianties. Deze bleek op alle metingen niet significant, wat betekent dat er is voldaan aan de assumptie.

Uit de mixed ANOVA analyse bleek dat er een significant hoofdeffect is voor tijd, F(2, 108) = 9.51, p < .001, met een grote effect size van η_p2 _{= 0.15. Dit houdt in dat de scores op de} SEIS significant verschillen tussen ten minste twee metingen. De contrasten toonden aan dat de groepen significant van elkaar verschillen op de voor- en nameting (p < .001), waarbij de scores op de voormeting hoger zijn (M = 14.14, SD = 0.54) dan op de nameting (M = 12.06, SD = 0.52).

Er is geen significant hoofdeffect gevonden voor groep. Dit houdt in dat er op de SEIS geen significant effect is gevonden tussen de COMET en controle conditie.

Er is geen significant interactie effect gevonden, wat inhoudt dat er geen significant verschil is in de SEIS scores tussen de condities over de drie metingen. Uit de contrasten bleek wel een significant interactie effect te zijn tussen de condities tussen de voor- en nameting, F(1, 54) = 5.64, p < .05, met een middelmatige tot grote effect size van ηp2 = 0.10. Hierbij zijn de gemiddelden van de SEIS op de voormeting van de controle conditie lager (M = 12.86, SD = 0.75) dan van de COMET conditie (M = 15.41, SD = 0.77). De scores op de nameting zijn voor de controle conditie ook lager (M = 11.93, SD = 0.72) dan voor de COMET conditie (M = 12.19, SD = 0.74). Er is ook te zien dat de SEIS scores in de COMET conditie lager zijn op de nameting dan op de voormeting. Er is geen significant interactie effect tussen de voor- en tussenmeting, en tussen de tussen- en nameting. De resultaten van de interactie effecten worden grafisch weergegeven in Figuur 3.

Figuur 3. Interactie effect (groep x tijd) op de SEIS. Met op de x-as de tijd: voormeting (1),

tussenmeting (2) en nameting (3) en op de y-as de SEIS score voor de COMET conditie (blauw) en de controle conditie (groen).

Daarnaast is gekeken of de SEIS mogelijk een moderator kan zijn in het effect van COMET op het expliciete zelfbeeld. Er wordt gekeken of de SEIS een moderator is voor het effect van COMET op zowel de RSES als op de SSES. In Tabel 4 worden eerst de correlaties weergegeven.

Tabel 4

Correlaties tussen de SEIS en RSES op de Voor-, Tussen- en Nameting (Respectievelijk vm, tm en nm). 1 2 3 4 5 6 1. RSES vm - 2. RSES tm 0.86** - 3. RSES nm 0.72** 0.88** - 4. SEIS vm -0.41** -0.35** -0.31* - 5. SEIS tm -0.35** -0.34* -0.22 0.62** - 6. SEIS nm -0.38** -0.28* -0.35** 0.56** 0.50** - * Correlatie is significant, p < 05. ** Correlatie is significant, p < .001.

Door middel van een moderatie analyse met PROCESS is onderzocht of de SEIS score op de voormeting een moderator is op het effect van COMET op de nameting van de RSES. Er is een significant interactie effect gevonden, b = 0.29, 95% CI [-1.39, -0.23], t -2.81, p < .05. Dit houdt in dat de SEIS scores op de voormeting het effect van COMET op de RSES scores beïnvloeden. Het effect van COMET op de RSES scores kan dus verschillen voor verschillende SEIS scores. In Figuur 4 wordt de interactie grafisch weergegeven. Op de Y-as wordt de gemiddelde yhat (Ŷ) weergegeven voor de RSES scores op de nameting. Dit zijn de gemiddelden van de voorspelde waardes van de uitkomst (RSES op de nameting), voor deze combinaties van voorspellers (SEIS scores en Groep: COMET of controleconditie).

In PROCESS worden vervolgens drie modellen weergegeven die deze significante interactie specificeren. Hier kwam uit dat als iemand hoge scores heeft op de SEIS, dit een significante moderator is in het effect van COMET op de RSES, b = 8.21, 95% CI [4.47, 11.96], t = 4.02, p < .001. In Figuur 4 is te zien dat iemand met hoge scores op de SEIS, oftewel met een instabiel zelfbeeld, laag scoort op de nameting van de RSES in de COMET groep, terwijl mensen met hoge scores op de SEIS in de controle conditie juist het hoogste scoren op de nameting van de RSES.

Als iemand gemiddelde scores heeft op de SEIS is dit ook een significante moderator,

b = 4.81, 95% CI [2.45, 7.17], t = 4.09, p < .001. Iemand met gemiddelde SEIS scores in de

COMET conditie scoort lager op de nameting van de RSES dan iemand met een gemiddelde SEIS score in de controle conditie, zoals te zien is in Figuur 4. De SEIS is geen significante moderator als iemand lage SEIS scores heeft. In Figuur 4 is ook te zien dat mensen met lage SEIS scores over beide condities gemiddeld scoren op de RSES nameting. Daarnaast is te zien dat de condities dicht bij elkaar liggen qua scores. Als mensen in de COMET conditie lage SEIS scores hebben, oftewel een stabiel zelfbeeld hebben, is te zien dat ze vergeleken met de rest van de COMET conditie het beste scoren op de RSES.

Figuur 4. Moderatie effect van de voormeting van SEIS op de RSES nameting scores, voor de

COMET en controle conditie. Met op de x-as de SEIS scores: hoge scores (-1), gemiddelde scores (0) en lage scores (1) en op de y-as de gemiddelde Ŷ RSES scores op de nameting voor de COMET conditie (blauw) en de controle conditie (groen).

Daarnaast is gekeken of de SEIS een moderator is in het effect van COMET op de SSES scores op de nameting. In Tabel 5 worden de correlaties tussen de SEIS en SSES weergegeven. Er is een significant interactie effect gevonden, b = 0.70, 95% CI [-3.16, -0.34],

t = -2.49, p < .05. De interactie wordt grafisch weergegeven in Figuur 5. Op de Y-as wordt de

gemiddelde yhat (Ŷ) weergegeven voor de SSES scores op de nameting. Dit zijn de gemiddelden van de voorspelde waardes van de uitkomst (SSES op de nameting), voor deze combinaties van voorspellers (SEIS scores en Groep: COMET of controleconditie).

De SEIS is een significante moderator in het effect van COMET op de SSES bij hoge SEIS scores, b = 19.80, 95% CI [9.92, 29.67], t = 4.02, p < .001. In Figuur 5 is te zien dat iemand met een hoge SEIS score in de COMET conditie, laag scoort op de nameting van de RSES. In de controle conditie scoort iemand met een lage SEIS score juist hoog op de SSES. De SEIS is ook een significante moderator bij gemiddelde scores op de SEIS, b = 12.48, 95% CI [6.22, 18.74], t = 4.00, p < .001. In Figuur 5 is te zien dat iemand met gemiddelde SEIS scores in de COMET conditie lager scoort op de SSES dan iemand met gemiddelde SEIS

scores in de controle conditie. Er is geen significant interactie effect bij lage SEIS scores, want beide condities scoren hier gemiddeld en redelijk dicht bij elkaar.

Tabel 5

Correlaties tussen de SEIS en SSES op de voor-, tussen- en nameting (respectievelijk vm, tm en nm). 1 2 3 4 5 6 1. SSES vm - 2. SSES tm 0.75** - 3. SSES nm 0.69** 0.85** - 4. SEIS vm -0.46** -0.22 -0.18 - 5. SEIS tm -0.36** -0.36** -0.12 0.62** - 6. SEIS nm -0.37** -0.17 -0.22 0.56** 0.50** - * Correlatie is significant, p < 05. ** Correlatie is significant, p < .001.

Figuur 5. Moderatie effect van de voormeting van SEIS op de SSES nameting scores, voor de

COMET en controle conditie. Met op de x-as de SEIS scores: hoge scores (-1), gemiddelde scores (0) en lage scores (1) en op de y-as de gemiddelde Ŷ SSES scores op de nameting voor de COMET conditie (blauw) en de controle conditie (groen).

3.5.2 Grootte van de discrepantie als moderator

Er is exploratief onderzoek gedaan naar de grootte van de discrepantie tussen het expliciete en impliciete zelfbeeld. Er is eerder onderzoek gedaan naar de grootte van de discrepantie tussen het expliciete en impliciete zelfbeeld (Creemers et al., 2013). In dit onderzoek is gekozen om de grootte van het verschil te bepalen aan de hand van de RSES en de IAT. In het huidige onderzoek is er daarom voor gekozen om ook deze twee maten te gebruiken voor het moderatie onderzoek.

Als eerste is er een nieuwe variabele gemaakt met het verschil tussen de gestandaardiseerde scores van de RSES en de gestandaardiseerde IAT scores van de voormeting. Met PROCESS is vervolgens een moderatie analyse uitgevoerd op de RSES scores op de nameting. Er is geen significante interactie gevonden, wat betekent dat de grootte van de discrepantie geen moderator is in het effect van COMET op de RSES. Uit een

independent t-test bleek ook dat er geen significant verschil is in hoogte van de discrepantie

tussen de COMET en controle conditie.

3.5.3 Type discrepanties als moderator

Er is exploratief onderzoek gedaan naar de typen van de discrepanties tussen expliciet en impliciet zelfbeeld. Er is gekeken of het effect van COMET op de RSES scores op de nameting verschillen voor het kwetsbare of beschadigde zelfbeeld. Er is een dummy variabele aangemaakt, waarbij 0 (kwetsbare zelfbeeld) = expliciet > impliciet en 1 (beschadigde zelfbeeld) = impliciet > expliciet (Creemers et al., 2012; Creemers et al., 2013). Hiervoor zijn de gestandaardiseerde scores van de voormeting van de RSES en IAT gebruikt.

Er is met een moderatie analyse door middel van PROCESS geen significant interactie effect gevonden. Het type discrepantie modereert het effect van COMET op de RSES niet. Uit een Chi-Square test is ook geen significant verschil gevonden in type zelfbeeld tussen de groepen.

3.5.4 Exploratief onderzoek zonder de CUDIT-outliers

Wanneer de data van de outliers op de CUDIT werden meegenomen in alle exploratieve analyses, kwam er uit de mixed design ANOVA wel een significant interactie effect uit voor de SEIS, F(2, 100) = 3.13, p < .05, met een middelmatige effect size van ηp2 = 0.06. Dit houdt in dat er een significant verschil is in de SEIS scores tussen de groepen over tijd. Uit de contrasten bleek, net als bij de resultaten met de data van de outliers geïncludeerd,

dat er een significant interactie effect is voor de voor- en nameting, F(1, 50) = 5.83, p < .05, met een middelmatige tot grote effect size van ηp2 = 0.10. Ook is hier geen significant interactie effect tussen de voor- en tussenmeting, en bij de tussen- en nameting.

In alle moderatie analyses verschillen de resultaten niet zonder de data van de vier

outliers op de CUDIT.

4. Conclusies en Discussie

4.1 Is COMET effectief in het verbeteren van het expliciete zelfbeeld?

Het doel van de huidige studie was om te onderzoeken of COMET effectief is in het verbeteren van het expliciete en impliciete zelfbeeld van jongeren met een negatief zelfbeeld. Zoals verwacht was COMET effectief in het verbeteren van het algemene expliciete zelfbeeld en in het verbeteren van het zelfbeeld-nu op het gebied van prestaties, uiterlijk en op sociaal gebied. COMET zorgde voor een beter expliciet zelfbeeld in vergelijking met het expliciete zelfbeeld voor aanvang van COMET en in vergelijking met de controle groep, waarin het zelfbeeld stabiel bleef over tijd.

Tegen de verwachtingen in heeft COMET geen effect gehad op het verbeteren van het impliciete zelfbeeld. COMET had geen effect op de automatische associaties die men heeft tussen zichzelf en concepten als waardeloos of bekwaam, oftewel op de automatische (dis)functionele betekenissen. Het had ook geen effect op de impliciete zelf-evaluatie.

4.2 Verklaringen van de resultaten

4.2.1 Verklaringen van het effect van COMET op het expliciete zelfbeeld

De gevonden resultaten sluiten goed aan bij eerder onderzoek. Doordat COMET al eerder effectief bleek voor het expliciete zelfbeeld werd er verwacht dat dit in de huidige studie ook het geval zou zijn (Korrelboom, 2011). Ook werd dit verwacht doordat COMET eerder effectief is gebleken in het verbeteren van allerlei soorten problematiek als angst, depressie, autonomieproblemen, persoonlijkheidsstoornissen, eetstoornissen en suïcidaliteit (Korrelboom et al., 2009; Korrelboom et al., 2011; Korrelboom, 2011; Korrelboom et al., 2012; Maarsingh et al., 2010).

De resultaten sluiten aan bij de huidige visie van het leren (Bouton, 2002), waarin men ervan uit gaat dat men in behandeling nieuwe associaties aanleert tussen concepten en betekenissen, wat de oude associaties corrigeert. In COMET worden nieuwe functionele betekenissen aangeleerd en voelbaar gemaakt, zodat ze de oude disfunctionele betekenissen

corrigeren. De resultaten tonen aan dat dit het geval geweest is, doordat het expliciete zelfbeeld en daarmee de functionele betekenissen zijn verbeterd.

4.2.2 Verklaring van het effect van COMET op het impliciete zelfbeeld

COMET heeft tegen de verwachtingen in, geen effect gehad op het impliciete zelfbeeld. Het impliciete zelfbeeld is gemeten met de IAT en de NLT. Overeenkomstig met eerdere studies hangen de IAT en NLT niet sterk met elkaar samen (Gebauer, Riketta, Broemer, & Maio, 2008). Dit is omdat ze verschillende specifieke constructen van het impliciete zelfbeeld beogen te meten. De gevonden resultaten sluiten ook aan bij de theorie van het eerder genoemde duale proces model (Creemers et al., 2013; Wiers et al., 2013). Vanuit dit model gezien wordt er gesteld dat het expliciete en impliciete zelfbeeld mogelijk van elkaar kunnen verschillen, waardoor ze in de huidige studie apart zijn onderzocht. Dat COMET effectief is geweest voor alleen het expliciete zelfbeeld, geeft aanwijzingen dat het expliciete en impliciete zelfbeeld twee aparte aspecten zijn die van elkaar kunnen verschillen. In de huidige studie correleren de impliciete uitkomstmaten (IAT en NLT) dan ook niet altijd en niet consistent met de parallelle expliciete uitkomstmaten (RSES en SSES). Dit sluit echter niet aan bij eerder onderzoek die juist hoge correlaties hebben gevonden tussen de IAT en parallelle expliciete uitkomstmaten (Greenwald, Poehlman, Uhlmann, & Banaji, 2009). Er bleek hier zelfs dat hoe hoger de IAT en de parallelle expliciete maat correleerden, hoe groter de voorspellende validiteit was van beide instrumenten.

Wat daarnaast opvalt, is dat van zowel de IAT als de NLT niet alle metingen met elkaar samenhangen bij beide condities. De instrumenten lijken hierdoor niet betrouwbaar te zijn. Het kan zijn dat de IAT en NLT niet betrouwbaar zijn, doordat er een relatief kleine steekproef is gebruikt in de huidige studie. Hierdoor is er sprake geweest van een te zwakke

power, wat over het algemeen in experimentele studies leidt tot moeilijkheden in het vinden

van significante verschillen tussen condities en kan leiden tot onbetrouwbare uitkomsten (Pallant, 2005). Mogelijk zijn de IAT en NLT onvoldoende geschikt voor experimentele studies met een relatief kleine steekproef.

In eerdere interventiestudies naar impliciete associaties zijn wel effecten gevonden. Eerdere studies vinden juist dat impliciete associaties wel te beïnvloeden zijn door een training of interventie (Clerkin et al., 2010; Hakamata et al., 2010; Schoenmakers et al., 2010; Wiers et al., 2011; Teachman et al., 2008; Teachman & Woody, 2003). De steekproeven uit deze studies bestaan echter wel uit deelnemers vanuit een klinische populatie, dus uit