1
Check, Dubbelcheck:
De Gevolgen van Herhaaldelijk Checken
Bachelorthese Emma Wortelboer 10562214
Begeleid door: Karin Giele Woorden: 7057
2 Inhoudsopgave 1. Inleiding………..…3 2. Methoden………..10 2.1 Deelnemers……….……….10 2.2 Metingen………..……….10 2.3 Procedure……….……….14 2.4 Design……….……….….16 3. Resultaten………..16 3.1 Randomisatie en manipulatiechecks………..16 3.2 Hoofdanalyses………..……….….17 4. Discussie……….……….23 5. Referenties………..……….……….27 Abstract
Het effect van herhaaldelijk checken op obsessies en cognities over gevaar werd onderzocht bij studenten zonder een obsessief-compulsieve stoornis (OCS). Vijfenveertig studenten werden
willekeurig toegewezen tot een één week durende checkconditie (n = 22) of een controleconditie (n = 23) voor dezelfde periode. Deelnemers in de checkconditie werd geïnstrueerd een week lang hun fornuis, voordeur, koelkast en lamp te controleren, steeds vijf keer achter elkaar. Voorafgaand, direct na, en een week na de manipulatie werden obsessies, cognities over gevaar en algemene angst gemeten. In tegenstelling tot wat verwacht werd, werd geen effect van herhaaldelijk checken gevonden op cognities over gevaar en obsessies. Daarnaast werd een afname van algemene angst gevonden in de controleconditie van voor- tot nameting, terwijl hier geen effect werd verwacht. Herhaaldelijk checken lijkt dus geen effect te hebben op obsessies en cognities over gevaar.
3
Een obsessief-compulsieve stoornis (OCS) is een stoornis die gekenmerkt wordt door obsessies, compulsies, of beide (DSM-5, APA). Obsessies zijn repetitieve en aanhoudende
dwanggedachten, dwangvoorstellingen of impulsen. Ze zijn intrusief en ongewild. Een voorbeeld is: ‘als ik niet oplet, zullen er ernstige dingen gebeuren’. Compulsies bestaan uit repetitieve
dwanghandelingen of dwangmatige psychische activiteiten waartoe de betrokkene zich gedwongen voelt in reactie op een obsessie, zoals bijvoorbeeld continu controleren of de voordeur op slot is of het gasfornuis uit. Obsessies en/of compulsies moeten veel tijd kosten of lijdensdruk veroorzaken, om de classificatie OCS te mogen toekennen (DSM-5, APA).
Hoewel prevalentiecijfers sterk af blijken te hangen van het gebruikte meetinstrument (Fontenelle, Medlowicz, & Versiani, 2006), kunnen grofweg de volgende cijfers worden
aangehouden: in het onderzoek van Ruscio et al. (2010) had van alle deelnemers 2,3% ooit in hun leven OCS gehad, en 1,2% in het laatste jaar. Deze deelnemers waren geselecteerd op basis van hun responsen in de National Comorbidity Survey 2003: deelnemers die hadden aangegeven ooit in hun leven een as-1 stoornis te hebben gehad, werden hiervoor uitgenodigd. Compulsieve gedragingen en obsessieve gedachten komen niet alleen voor bij mensen met OCS: 28,2% van de deelnemers ervoer herhaaldelijke obsessies of compulsies – van hen had dus slechts 1,2% daadwerkelijk de diagnose OCS. De meesten hiervan ervoeren slechts één van de negen obsessie/compulsie-types, waarvan checken het vaakst voorkwam (15,4%). Personen met OCS ondervinden vaak veel last van hun gedachten en/of handelingen. Zo kunnen de compulsies veel tijd in beslag nemen en leidt het uitvoeren hiervan vaak tot gevoelens van mentale deterioratie. Geschat wordt dat meer dan veertig procent van de mensen met OCS hulp zoekt voor hun problemen (Kessler et al., 1994).
De reguliere behandelstrategie voor OCS is gedragstherapie met exposure en response prevention (ERP) (Abramowitz, 1996). Dit houdt in dat de persoon met OCS wordt blootgesteld aan een stimulus die angst oproept, waarna hij vervolgens niet mag reageren met de compulsie zoals hij dat normaal gesproken zou doen (bijvoorbeeld handen wassen na een deurknop aangeraakt te
4
hebben). Op deze manier kan de persoon leren dat het gevreesde gevolg (in dit geval besmetting of zelfs ziekte) meestal uitblijft – zelfs als hij de compulsie niet heeft uitgevoerd. De belangrijkste theorie onderliggend aan ERP is die van Salkovskis (1991), die stelde dat compulsies de OCS in stand houden omdat er geen disconfirmerende kennis wordt opgedaan: patiënten voeren compulsies uit om een gevreesde uitkomst te voorkomen, maar omdat ze dit altijd doen, zullen ze nooit weten of die uitkomst ook daadwerkelijk optreedt na verzuim van de compulsie. Deze behandelingsstrategie helpt tussen 55 en 85% van de cliënten met OCS (Abramowitz et al., 2012). Uit een meta-analyse van Abramowitz (1996) bleek dat effect sizes van ERP voor follow-upmetingen suggereren dat
verbeteringen in angst en depressie aanhielden voor ten minste 18 weken na beëindiging van de behandeling. Een andere component van OCS waar behandeling op ingrijpt is het verhoogde verantwoordelijkheidsgevoel dat wordt gevonden bij veel mensen met OCS (Rachman, 1993). Vaak wordt cognitieve therapie gebruikt om deze maladaptieve cognities aan te passen..
De invloedrijke cognitieve theorie van Rachman (2002) draait om de mechanismen die verband houden met checkgedrag. Zo stelde Rachman dat herhaaldelijk checken leidt tot een toegenomen verantwoordelijkheidsgevoel, toegenomen perceptie van gevaar, en overschatting van de ernst van de gevreesde uitkomst. Dit verband is bidirectioneel: bovengenoemde constructen kunnen op hun beurt weer leiden tot een toename in checkgedrag. Een enkele check kan overgaan in een herhaaldelijke compulsie als er geen zekerheid bestaat over de afwezigheid van gevaar, of als mensen de ernst van gevaar als groter inschatten wanneer zij zich verantwoordelijk voelen. Voor een deel van deze theorie is evidentie. Zo bleek uit onderzoek van Boschen en Vuksanovic (2007) dat proefpersonen bij wie een hoog verantwoordelijkheidsgevoel was geïnduceerd sterker de neiging hadden tot checkgedrag: proefpersonen die geloofden dat hun prestaties op een checkoefening gevolgen hadden voor toegediende shocks bij een confederate in de andere kamer (hoog verantwoordelijkheidsgevoel) scoorden gemiddeld hoger op een vragenlijst die de neiging tot
5
waren van de shocks in de andere kamer (laag verantwoordelijkheidsgevoel). Er is tot op heden echter geen evidentie dat dit verband ook andersom geldt: het is nog niet aangetoond dat checken leidt tot meer verantwoordelijkheidsgevoel. Een implicatie van deze theorie zou zijn dat mensen die van nature al hoog scoren op deze constructen (bijvoorbeeld hoog verantwoordelijkheidsgevoel) wellicht een toegenomen kans hebben op checkgedrag. Andersom geldt hetzelfde: mensen die van zichzelf al meer de neiging hebben tot checkgedrag, zouden hierdoor obsessionele overtuigingen kunnen ontwikkelen (zoals bijvoorbeeld hogere waargenomen kans op gevaar)..
Deels geïnspireerd door het bidirectionele aspect van de theorie van Rachman stellen verschillende onderzoekers dat compulsies wellicht ook de oorzaak kunnen zijn van obsessies, en niet enkel andersom (Robbins, Gillan, Smith, de Wit, & Ersche, 2012). Zo stellen Gillan en Robbins (2014) dat de oorspronkelijke cognitieve benadering van OCS - zoals bijvoorbeeld die van Rachman (2002) - waarbij compulsies worden gezien als doelgericht gedrag om de angst of arousal die gepaard gaat met de obsessionele gedachten te verminderen, op problemen stuit. Volgens hen heeft het idee dat compulsies doelgericht gedrag zijn afgedaan. In hun onderzoek vonden zij dat compulsief-achtige, automatische gedragingen ontwikkelden bij OCS-patiënten in afwezigheid van obsessies. Dit toonden zij aan met behulp van een devaluatie-procedure. Deelnemers met en zonder OCS werden getraind om een elektrische schok aan één van hun polsen te voorkomen door een juiste respons te geven op een bepaalde stimulus. Na een lange trainingsperiode werd getest voor gewoontevorming met behulp van een uitkomst-devaluatie procedure, waarin de elektrodes van één pols werden verwijderd, terwijl de elektrodes op de andere pols bleven zitten. Deelnemers met OCS gaven vervolgens veel meer onnodige responsen op de gedevalueerde stimulus (dus daar waar geen schok meer op kon volgen) dan de deelnemers zonder OCS. Een devaluatie-gevoeligheidstest liet zien dat het gedrag van de deelnemers met OCS extreem gewoonte-gebaseerd was geworden gedurende de training. Geconcludeerd werd dat mensen met OCS een sterke habit propensity hebben: de neiging om doelgericht gedrag sneller te vervangen door gewoontegedrag dan mensen zonder OCS. Dit liet
6
volgens de onderzoekers zien dat er bij OCS sprake is van een puur gedragsmatige verstoring waarbij obsessies niet noodzakelijk nodig zijn. Op basis hiervan is het niet logisch om compulsies te zien als een gevolg van obsessies: compulsies ontstonden immers zonder enige vorm van obsessie. Hoe is de gangbare opvatting dat obsessies voorafgaan aan compulsies te rijmen met de bevinding dat zich compulsies voordoen zonder dat er sprake is van obsessies? Volgens Gillan en Robbins is een
dergelijke integratie niet mogelijk. Zij laten het idee dat compulsies noodzakelijk volgen op obsessies los. Hun verklaring voor de manifestatie van OCS-symptomen draait om cognitieve dissonantie (Festinger, 1957). Het uitvoeren van een compulsie zonder reële reden daarvoor zou in hun optiek kunnen leiden tot dissonantie binnen een persoon: enerzijds de handeling ‘deurslot drie keer gecontroleerd’ en anderzijds de gedachte of kennis dat er geen reële dreiging is. Deze dissonantie moet opgelost worden en dit gaat het makkelijkst door de cognitie aan te passen - de handeling is immers niet ongedaan te maken. Hierdoor wordt de persoon gemotiveerd om een cognitie van dreiging aan te nemen (‘Als ik het slot drie keer controleer, zal er wel gevaar dreigen’). Deze gedachtegang zou kunnen verklaren dat compulsies vooraf gaan aan obsessies.
Een andere manier om naar compulsies bij OCS te kijken, is deze te zien als een vorm van veiligheidsgedrag. Veiligheidsgedrag is gedrag dat veel voorkomt bij angststoornissen en wordt uitgevoerd om een gevreesde catastrofe te voorkomen of minimaliseren (Salkovskis, 1991). Oorspronkelijk werd gedacht dat veiligheidsgedragingen leidden tot een afname in angst en
onzekerheid (Shafran, 2005). Recent wordt echter steeds vaker gevonden dat dit gedrag op de lange termijn leidt tot juist meer angst en onzekerheid. Volgens Clark (1999) is veiligheidsgedrag een van de mechanismen die ervoor zorgen dat angst in stand blijft: doordat de gevreesde uitkomst
vermeden wordt, kan de patiënt nooit kennis vergaren over (het niet gevaarlijk zijn van) de
gevreesde uitkomst – ook wel disconfirmerende informatie genoemd. Ook bij OCS komt deze situatie voor. De patiënt heeft immers last van angst (de obsessie) en probeert de gevreesde uitkomst te vermijden door zaken te controleren. Door het gebrek aan disconfirmerende informatie wordt de
7 angst in stand gehouden.
Dit wordt ondersteund door diverse onderzoeken die vinden dat veiligheidsgedrag inderdaad leidt tot een toename in angst. Zo vonden Deacon en Maack (2008) dat studenten die een week lang veiligheidsgedrag hadden moeten uitvoeren gericht op besmetting, de kans op besmetting als hoger inschatten en meer besmettingsangst-symptomen hadden dan ervoor. Veiligheidsgedrag in deze context was bijvoorbeeld vermijden om geld, dieren of deurknoppen aan te raken en de handen te wassen als dit wel gebeurde. Deelnemers die aanvankelijk veel besmettingsangst hadden, hadden na afloop van de interventie ook hogere scores dan deelnemers die begonnen met minder
besmettingsangst. In dit onderzoek werd echter geen controlegroep gebruikt, dus was het moeilijk vast te stellen wat precies het specifieke effect van veiligheidsgedrag was op besmettingsangst.
Olatunji et al. (2011) voegden wel een controleconditie toe (n = 30) en vonden een soortgelijk effect bij personen met ziekteangst (hypochondrie). Deelnemers in de experimentele conditie (n = 30) werd gevraagd een week lang veiligheidsgedragingen uit te voeren gerelateerd aan ziektes, zoals een dokter raadplegen en de lichaamstemperatuur meten. Zij lieten vervolgens een grotere stijging zien in ziekteangst, hypochondrische overtuigingen, besmettingsangst, en vermijdingsresponsen in reactie op gedragstaken gerelateerd aan gezondheid dan de deelnemers in de controlegroep die alleen hun normale veiligheidsgedrag hadden moeten bijhouden. Dit verschil tussen de twee condities bestond ook een week later nog, hoewel de gemiddelde ziekteangst in de experimentele conditie wel weer daalde tot het niveau van vóór de manipulatie.
Van Uijen en Toffolo (2015) onderzochten of er bij personen zonder OCS obsessies en cognities zoals die besproken door Rachman (waaronder cognities over de kans op gevaar) ontstonden na het uitvoeren van checkgedrag. Studenten zonder OCS werden willekeurig
toegewezen tot een checkconditie, een monitorconditie of een controleconditie. Deelnemers in de checkconditie werd gevraagd gedurende één week zoveel mogelijk checkgedrag uit te voeren: zij kregen een lijst met daarop 59 mogelijke checks en kregen de opdracht deze uit te voeren als de
8
mogelijkheid zich aandiende. Als zij de mogelijkheid hadden, moesten zij het één keer vaker checken dan zij normaal gesproken zouden doen. Iemand die normaal gesproken één keer zou controleren of de voordeur op slot is, zou dat dus twee keer achter elkaar moeten doen. Deelnemers in de
monitorconditie werd gevraagd hun normale checkgedrag bij te houden. Deelnemers in de
controleconditie kregen geen instructies. Na deze week werden hun cognities gemeten aangaande het belang van checken, de kans op gevaar, en de ernst van dat gevaar. Het bleek dat cognities over de ernst van gevaar sterk waren toegenomen bij de deelnemers in de check-groep, terwijl deze in de andere twee groepen ongeveer constant waren. Er werd voor de experimentele conditie echter geen verschil gevonden tussen de voor- en de nameting wat betreft het belang van checken en de kans op gevaar. Een opvallend resultaat was dat voor de monitorgroep de scores op ‘belang van checken’ significant afnamen tussen de voor- en de nameting. In tegenstelling tot wat verwacht werd op basis van de theorie van Rachman (2002) werd echter geen effect gevonden van het checken op obsessies. Zoals vermeld vonden Van Uijen en Toffolo (2015) dat herhaaldelijk checken leidde tot een toename in cognities over de ernst van gevaar. Het is echter opvallend dat de cognities over kans op gevaar en belang van checken niet significant toenamen. Wellicht was de manipulatie niet sterk genoeg. In dit onderzoek werd deelnemers immers gevraagd om alles één keer vaker te checken dan normaal. Deze opzet is te minimaal om echt van een compulsie te spreken – compulsies zijn immers per definitie repetitief - en spiegelt dus waarschijnlijk niet de ware aard van OCS, waarbij mensen de deur of het fornuis wel een stuk vaker checken dan één of twee keer. Herhaaldelijk checken zou mogelijk wel tot een stijging in perceptie van kans op gevaar en belang van checken kunnen leiden, bijvoorbeeld vanwege de eerder genoemde cognitieve dissonantie-theorie, waarin deze cognitieve overtuigingen worden gezien als noodzakelijk gevolg van (aanvankelijk) egodystoon checkgedrag. Iemand die vijf keer achter elkaar het gasfornuis controleert, heeft wellicht meer motivatie om zijn overtuigingen hieraan aan te passen dan iemand die dit slechts één keer doet. Om zo dicht mogelijk te komen bij de compulsies zoals die uitgevoerd worden door mensen met OCS, lijkt het verstandig
9
om het aantal vereiste checks te verhogen. Om het praktisch nog steeds uitvoerbaar te houden, werd het aantal soorten checks verminderd, zodat er dus minder zaken vaker gecheckt moesten worden.
Daarnaast werd geprobeerd bewijs te vinden voor de theorie van Rachman (2002) waarin gesteld werd dat compulsies ook kunnen leiden tot obsessies, in plaats van enkel andersom. Zoals eerder vermeld vonden Van Uijen en Toffolo (2015) geen effect van checken op obsessies. Wellicht geldt hier hetzelfde als voor cognities over compulsies en is er wel een significant resultaat mogelijk na een manipulatie die meer overeenkomt met OCS-gedrag.
Vergelijkbaar met het onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) werden studenten zonder psychische stoornis willekeurig toegewezen tot een check- of controleconditie. In tegenstelling tot dat onderzoek is er in het huidige onderzoek geen monitorgroep gebruikt, omdat in het onderzoek van Van Uijen en Toffolo juist een afname werd gevonden in deze groep. Dit maakt onduidelijk hoe eventuele verschillen verklaard kunnen worden door de manipulatie. Om te bekijken of het
eventuele effect van de manipulatie aanhoudt nadat er geen checks meer worden uitgevoerd, werd een follow-upmeting toegevoegd. Deelnemers waren gezonde studenten tussen 18 en 35 jaar van de Universiteit van Amsterdam, die beloond werden met proefpersoonpunten. Personen met
(geschiedenis van) een mentale stoornis werden uitgesloten, net als personen met een hoge score op obsessief-compulsieve tendensen. Deelnemers in de checkconditie werd gevraagd een week lang vier zaken in huis te checken: de voordeur, de koelkast, de lamp, en het fornuis. Deelnemers in de controleconditie kregen geen instructies. Zowel vóór, direct na, als een week na de manipulatie zijn obsessies en cognities over het belang van checken, kans op gevaar en ernst van gevaar gemeten. Verwacht werd dat er een toename zou zijn in deze cognities en obsessies na een week lang checken in de experimentele conditie. Wat betreft de follow-up werd verwacht dat deze cognities en
obsessies weer afnamen, maar niet terugkeerden naar het niveau van de voormeting. Dit op basis van eerder onderzoek waarin dit verloop werd gevonden. Voor de controlegroep werd verwacht dat
10
deze over de drie meetmomenten min of meer stabiel zouden blijven. Ook werd algemene angst gemeten. Hierop werd geen effect van de manipulatie verwacht: de verwachting was dat algemene angst in beide condities constant zou blijven over de drie meetmomenten, daar verondersteld werd dat checkgedrag alleen OCS-specifieke angst zou beïnvloeden. Ten slotte werd bekeken of
deelnemers in de experimentele conditie ook andere zaken dan de vier opgegeven checks vaker zijn gaan checken. Verwacht werd dat het aantal checks zou toenemen van voor- naar nameting, en op de follow-up weer licht zou afnemen, maar niet volledig zou terugkeren naar het niveau van de voormeting.
2. METHODEN 2.1 Deelnemers
Zevenenveertig studenten (gemiddelde leeftijd 20.17, SD = 2.03; 41 vrouwen) werden geworven via de Universiteit van Amsterdam, en willekeurig toegewezen aan de experimentele (n = 24), of controlegroep (n = 23). Individuen met een psychische stoornis of een geschiedenis hiervan werden uitgesloten van deelname. Ook individuen die 16 of hoger scoorden op de OCI-r (die obsessionele gedachten meet) werden uitgesloten. Deelnemers ontvingen proefpersoonpunten voor deelname.
2.2 Metingen
2.2.1 Checking Cognitions Scale (CCS)
Gebaseerd op de gelijknamige vragenlijst van Van Uijen en Toffolo (2015), werd deze vragenlijst aangepast voor het huidige onderzoek om het effect van checkgedrag op OCS-gerelateerde cognities te meten aangaande het belang van checken en de waargenomen kans en ernst van gevaar als er niet gecheckt wordt. De oorspronkelijke CCS bestond uit 21 vragen over 7 onderwerpen die vaak voorkomen bij OCS-gerelateerd checkgedrag. Voor het huidige onderzoek werden alleen de 4
11
voordeur, de koelkast, en een lamp. Voor elk onderwerp geeft de deelnemer aan hoe hij denkt over het belang van checken (bijvoorbeeld: ‘Checken of het fornuis uit staat voordat ik van huis vertrek of ga slapen vind ik..’; van helemaal niet belangrijk tot heel erg belangrijk); de kans op een gevaarlijke situatie (bijvoorbeeld: ‘Hoe waarschijnlijk is het dat er een gevaarlijke situatie ontstaat als je bij vertrek van huis of voordat je gaat slapen niet checkt of het fornuis uit staat?’, van zeer
onwaarschijnlijk tot zeer waarschijnlijk); en de ernst van een gevaarlijke situatie (bijvoorbeeld: ‘Hoe ernstig zijn de mogelijke gevolgen als je bij vertrek van huis of voordat je gaat slapen niet checkt of het fornuis uit staat?’; van helemaal niet ernstig tot zeer ernstig) op een 0-100 visuele analoge schaal (VAS). De totale CCS-score werd berekend door het gemiddelde te nemen van alle 12 vragen. Van Uijen en Toffolo (2015) vonden een interne consistentie op de voor- en nameting van respectievelijk α = .89 en .93. De subschalen lieten ook zeer goede interne consistentie zien, met belang van
checken α = .80 en .88, kans op gevaar α = .78 en .88, en ernst van gevaar α = .81 en .86.
2.2.2 Obsessive-Beliefs Questionnaire-44 (OBQ-44) Responsibility and Threat Estimation (RT) Scale Een Nederlandse vertaling van de 16 items tellende RT subschaal van de OBQ-44 (Obsessive
Compulsive Cognitions Working Group, 2005) mat de overtuigingen van deelnemers aangaande het voorkómen van gevaar voor zichzelf of anderen, overtuigingen over de gevolgen van inactiviteit, en verantwoordelijkheid voor het gebeuren van erge dingen. Deze vragenlijst werd gebruikt als
afhankelijke variabele. Deelnemers geven aan in hoeverre zij het eens zijn met een stelling op een 7-punts Likertschaal (bijvoorbeeld: ‘Als ik geen extra voorzorgsmaatregelen neem, loop ik meer risico dan anderen een ernstige ramp mee te maken of te veroorzaken’; 1 = erg mee oneens; 7 = erg mee eens). De totale OBQ-score werd berekend door het gemiddelde te nemen van alle 16 vragen. Van Uijen en Toffolo (2015) vonden een zeer goede interne consistentie op hun beide meetmomenten (α = .84 en .90).
12 2.2.3 Obsessive-Compulsive Inventory-Revised (OCI-R)
Een Nederlandse vertaling (Cordova-Middelbrink, Dek, & Engelbarts, 2007) van de OCI-R (Foa et al., 2002) werd gebruikt om te controleren of er op de voormeting individuen waren met veel OCS-kenmerken. De OCI-R bestaat uit 18 items aangaande OCS-karakteristieken, elk gemeten op een 5-punts Likertschaal (bijvoorbeeld: ’Ik controleer herhaaldelijk deuren, ramen, laden etc.’; 0 = helemaal niet; 4 = extreem). De totale OCI-score werd berekend door de somscore te nemen van alle 18 vragen. De OCI-r heeft een goede test-hertest betrouwbaarheid en validiteit in zowel klinische (Foa et al., 2002) als non-klinische populaties (Hajcak, Huppert, Simons, & Foa, 2004). Interne consistentie was zeer goed (α = .83).
2.2.4 Beck Anxiety Inventory (BAI)
De BAI (Beck, Epstein, Brown, & Steer, 1988) werd gebruikt voor het meten van de effecten van de manipulatie op algemene angst en werd afgenomen op alle drie de meetmomenten. Hij meet in hoeverre de deelnemers 21 vaak voorkomende angstsymptomen hebben ervaren gedurende de afgelopen week, beoordeeld op een 4-punts Likertschaal (bijvoorbeeld: ‘trillende handen’ of ‘snelle hartslag’; 1 = totaal niet; 4 = heel erg). De totale BAI-score werd berekend door de somscore te nemen van alle 21 items. Fydrich, Dowdall en Chambless (1992) vonden een zeer goede interne consistentie van de BAI, α = .94.
2.2.5 Lange Checklist
De lange checklist werd overgenomen van Van Uijen en Toffolo (2015) als manipulatiecheck en voor het controleren van verschillen in checkgedrag voorafgaand aan de manipulatie. De Checklist bestaat uit zes categorieën situaties waarin mensen checkgedrag kunnen uitvoeren, en elke categorie bevat een aantal items dat gecheckt kan worden als deelnemers in die situatie zijn geweest (bijvoorbeeld: ‘gecheckt of de lampen in huis uit zijn’). De categorieën waren ‘Bij vertrek van huis’, ‘Voor het
13
slapengaan’, ‘Onderweg’, ‘In de keuken’, ‘Na gebruik van badkamer/cosmetische apparaten’, en ‘Andere situaties’. Deelnemers gaven aan of ze een check hadden uitgevoerd door te antwoorden met ‘ja’ of ‘nee’. Een derde optie, ‘niet van toepassing’, was bedoeld voor het geval deelnemers niet in de gelegenheid waren om de check uit te voeren (bijvoorbeeld: ze hadden niet gekookt en dus het fornuis niet gebruikt). Indien het antwoord ja was, werd gevraagd hoe vaak achter elkaar ze hadden gecheckt. Het totaal aantal ‘ja’-antwoorden werd berekend en als uitkomstmaat genomen.
2.2.6 Korte Checklist
De Korte Checklist was een aanpassing op de Checklist van Van Uijen en Toffolo (2015) en werd gebruikt als manipulatiecheck. In deze checklist werden alleen de vier soorten checks die in dit onderzoek gemanipuleerd werden (het gasfornuis, de voordeur, de koelkast, en de lamp)
uitgevraagd. Hier gaven deelnemers ten eerste aan hoe vaak ze die dag in de gelegenheid waren geweest om een bepaalde check uit te voeren. Vervolgens werd voor elke keer dat ze daadwerkelijk gecheckt hadden gevraagd hoe vaak dit achter elkaar was gecheckt.
2.2.7 Sociale wenselijkheidsschaal
Om te controleren of de vragenlijsten eerlijk werden ingevuld werd als laatste vraag een sociale wenselijkheidsschaal toegevoegd. Deze schaal werd op zowel voor-, na- als follow-upmeting aangeboden. Deelnemers konden op een VAS-schaal van 0 tot 100 aangeven in welke mate zij het eens waren met de uitspraak ‘Ik heb alle vragen naar eerlijkheid beantwoord’.
2.2.8 Qualtrics
De data voor dit onderzoek zijn verkregen met behulp van Qualtrics software, Versie maart 2016. Copyright ©2016 Qualtrics, Provo, UT, USA. http://www.qualtrics.com.
14 2.3 Procedure
De opzet van dit onderzoek werd goedgekeurd door de Commissie Ethiek. Het onderzoek begon zodra de deelnemer zich online aanmeldde. De deelnemer kreeg vervolgens via de mail een vragenlijst toegestuurd, met daarin de OCI-r en de vraag of hij nu of in het verleden een mentale stoornis had, en gevraagd deze in te vullen. Bij een score van hoger dan 16 of wanneer er sprake was (geweest) van een mentale stoornis werd de deelnemer uitgesloten en kreeg hierover bericht; anderen werden uitgenodigd voor een afspraak. Deze eerste sessie vond plaats in het laboratorium van de Universiteit van Amsterdam. Deelnemers werden willekeurig – om en om – toegewezen tot de experimentele ofwel controleconditie. In een geluidsdichte cubicle werd verbaal en schriftelijk uitleg gegeven over het onderzoek. Deelnemers werd verteld dat de onderzoekers geïnteresseerd waren in de validiteit van angst- en OCS-vragenlijsten bij studenten. Alle deelnemers gaven daarop schriftelijk toestemming voor deelname aan het onderzoek en gebruik van de daarmee verkregen gegevens. Vervolgens kregen de deelnemers de rest van de vragenlijsten (CCS, OBQ-44, BAI, Lange Checklist) aangeboden op de computer en werd hen gevraagd ook deze in te vullen. Deelnemers in de experimentele conditie werd ook nog gevraagd de Korte Checklist in te vullen. Na deze instructies verliet de proefleider de cubicle en kon de deelnemer op eigen tempo de vragenlijsten invullen. Daarna volgde de uitleg over de manipulatie. Deelnemers in de experimentele groep kregen een geheugensteuntje op papier met daarop de vier zaken (fornuis, voordeur, koelkast en lamp) die gecheckt zouden moeten worden in de komende zeven dagen (bijvoorbeeld: ‘Deur van de koelkast – open of dicht’). Er werd hen geïnstrueerd elk van de zaken op de lijst vijf keer achter elkaar te
checken, elke keer als ze daarmee in aanraking kwamen. De onderzoeker ging samen met de deelnemer door de lijst heen om er zeker van te zijn dat de deelnemer begreep wanneer, hoe vaak, en op welke manier hij of zij elk apparaat kon checken. De bedoeling was dus dat deelnemers zouden controleren of 1) de voordeur dicht zat – door bijvoorbeeld vijf keer tegen de deur te duwen om te controleren of deze niet toch open ging; 2) het fornuis uit stond – bijvoorbeeld door vijf keer de knop
15
helemaal naar rechts te draaien; 3) de koelkast dicht was – door bijvoorbeeld vijf keer tegen de deur te duwen om te kijken of hij niet open stond; en 4) de lamp uit was. Daarna kregen deelnemers uitleg over het dagelijks invullen van de Korte Checklist via Qualtrics: deze vulden zij elke avond in tussen 4 uur ’s middags en 4 uur ’s nachts om aan te geven hoe hun checkgedrag die dag was geweest. Zij kregen hiervoor iedere dag een email met daarin een link naar de persoonlijke
vragenlijst. De deelnemers in de controlegroep kregen geen instructies en werd alleen verteld dat zij zowel één als twee weken later dezelfde vragenlijsten thuis nog eens zouden invullen.
Een week later kregen alle deelnemers een mail met daarin een persoonlijke link naar de set vragenlijsten (CCS, OBQ-44, BAI, Checklist) in Qualtrics. Ze kregen 24 uur om deze af te ronden en in te dienen. Weer een week later gebeurde dit nogmaals. Na indiening van de vragenlijsten kregen de deelnemers online een schriftelijke uitleg over de opzet van het onderzoek, waarop een debriefing volgde. Deelnemers werden verstrekt met contactgegevens van de onderzoekers en verteld dat zij altijd contact op mochten nemen als zij nog vragen of opmerkingen hadden. Ten slotte werden de deelnemers bedankt voor hun deelname en werden de proefpersoonpunten bijgeschreven.
2.4 Design
Dit onderzoek duurde in totaal drie weken, beginnend met een voormeting. Vervolgens volgde een manipulatie die één week duurde. Deelnemers in de experimentele conditie werden hierbij
geïnstrueerd checkgedrag uit te voeren; deelnemers in de controleconditie kregen geen instructies. Na deze week volgde de nameting voor alle deelnemers. Hierna werd de deelnemers in de
experimentele conditie geïnstrueerd hun normale checkgedrag weer op te pakken. Een week na de nameting volgde de follow-upmeting. Er was dus sprake van twee groepen en drie meetmomenten.
3. RESULTATEN
16
Alle resultaten in dit onderzoek zijn getoetst met een significantieniveau van p < .05. De data van twee deelnemers uit de experimentele conditie werden niet meegenomen in de analyses omdat zij de Korte Checklist gedurende de zeven dagen checken respectievelijk drie en vijf keer niet hadden ingevuld. Uiteindelijk zijn er 45 deelnemers meegenomen in de analyses met een gemiddelde leeftijd van 20.22 (SD = 2.06). Onder hen waren 40 vrouwen. Van alle deelnemers zaten 22 in de
checkconditie en 23 in de controleconditie. Er was één uitschieter: een deelnemer in de experimentele conditie scoorde zeer hoog op de BAI bij de follow-upmeting, deze score werd veranderd in M + 3 SDs (Field, 2009). Met een independent t-test werd bekeken of er verschillen waren in leeftijd tussen de experimentele groep (M = 19.88, SD = 2.07) en de controlegroep (M = 20.48, SD = 1.97). De data waren echter niet normaal verdeeld, zowel in de experimentele conditie (W(22) = 0.811, p = .001) als in de controleconditie (W(23) = 0.863, p = .005). Om die reden werd de Mann-Whitney U-test gebruikt om verschillen te bekijken. Gevonden werd dat de gemiddelde
leeftijd niet significant verschilde tussen de condities, U = 200.5, p = .221. Daarnaast werd gekeken of het aantal mannen en vrouwen significant verschilde tussen de experimentele conditie (1 man, 21 vrouwen) en controleconditie (4 mannen, 19 vrouwen). Vanwege de kleine steekproef werd Fischer’s Exact test gebruikt. Het aantal mannen en vrouwen verschilde niet significant tussen de condities, p = .346.
Om uit te kunnen sluiten dat de condities verschilden in obsessief-compulsieve neigingen (OCI-r) werd een one-way ANOVA uitgevoerd. De data op de voormeting was niet normaal verdeeld in de experimentele conditie, W(22) = .891, p = .020. Uit de ANOVA bleek dat groepen niet
verschilden in obsessief-compulsieve neigingen, F(1, 44) = 0.090, p = .766. Ook voor checkgedrag (Lange Checklist) werd gekeken naar verschillen op de voormeting met behulp van een one-way ANOVA. Uit de ANOVA bleek dat groepen niet verschilden in checkgedrag op de voormeting, F(1, 44) = .452, p = .505. Ook werden er geen verschillen tussen de groepen op de voormeting gevonden op de afhankelijke variabelen (BAI, OBQ-44, CCS-subschalen).
17
Om te controleren of de manipulatie effectief was, werd naar twee zaken gekeken. Ten eerste werd gekeken of het aantal items dat de deelnemers hadden gecheckt (Lange Checklist) in de experimentele conditie was toegenomen van voor- tot nameting. De data op de voormeting was niet normaal verdeeld, W(22) = .862, p = .006. Om die reden werd non-parametrisch getoetst, met een Wilcoxon signed-rank test. Het aantal checks was op de nameting significant hoger dan op de
voormeting, T = 228, p < .001, r = .590. Ten tweede werd gekeken of het aantal checks gedurende de manipulatie in de experimentele groep hoog genoeg was. Hiervoor werd gekeken naar de
antwoorden op de Korte Checklist. Het gemiddelde percentage was 67.27 (SD = 25.87). Dit betekent dat de gemiddelde deelnemer van alle gevallen waarin hij de mogelijkheid had om te checken, aangaf dit in 67% van die gevallen daadwerkelijk te hebben gedaan. Het gemiddelde aantal checks per keer was 4.44 (SD = .74). In totaal werd 13.1% van de Korte Checklists niet ingevuld.
Er werden geen deelnemers uitgesloten als gevolg van het geven van sociaal wenselijke antwoorden. Er werd hoog gescoord op de vraag hoe eerlijk deelnemers de vragenlijsten hadden ingevuld, met M = 97.29 (SD = 6.42) in de experimentele groep en M = 97.09 (SD = 5.49) in de controlegroep.
3.2 Hoofdanalyses
3.2.1 Checking Cognitions Scale (CCS)
3.2.1.1 Overall (gemiddelde over subschalen)
Met een 3x2 factorial mixed ANOVA werd gekeken naar de invloed van checkgedrag op cognities in vergelijking met de controlegroep. Er werd een hoofdeffect gevonden van meetmoment, F(2, 86) = 3.425, p = .037, r = .074. Tegen de verwachting in werd gevonden dat scores, onafhankelijk van conditie, op de nameting significant hoger waren dan de scores op de voormeting, F(1, 43) = 5.474, p = .024, r = .113. Tussen de scores op nameting en de follow-upmeting zat geen significant verschil, F(1, 43) = .846, p = .363. Er werd geen hoofdeffect gevonden van conditie, F(1, 43) = 1.104, p = .299.
18
Ten slotte werd, tegen de verwachting in, ook geen interactie-effect van meetmoment*conditie gevonden, F(2, 86) = 0.746, p = .477.
3.2.1.2 Belang van checken
Met een 3x2 factorial mixed ANOVA werd gekeken naar de invloed van checkgedrag op cognities over het belang van checken in vergelijking met de controlegroep. Er werd geen hoofdeffect gevonden van meetmoment, F(2, 86) = 1.793, p = .173. Ook werd geen hoofdeffect gevonden van conditie, F(1, 43) = 0.420, p = .520. Ten slotte werd, tegen de verwachting in, geen interactie-effect van meetmoment*conditie gevonden, F(2, 86) = 1.187, p = .310.
3.2.1.3 Kans op gevaar
Met een 3x2 factorial mixed ANOVA werd gekeken naar de invloed van checkgedrag op cognities over de kans op gevaar in vergelijking met de controlegroep. Er werd een hoofdeffect van
meetmoment gevonden, F(2, 86) = 8.309, p = .001, r = .162. In beide condities namen cognities over de kans op gevaar toe van voor- tot nameting, F(1, 43) = 9,756, p = .003, r = .185, maar niet van na- tot follow-upmeting (F(1, 43) = .127, p = .723. Er werd geen hoofdeffect gevonden van conditie, F(1, 43) = 0.762, p = .388. Ook werd, tegen de verwachting in, geen interactie-effect
meetmoment*conditie gevonden, F(2, 86) = 1.057, p = .352.
3.2.1.4 Ernst van gevaar
Met een 3x2 factorial mixed ANOVA werd gekeken naar de invloed van checkgedrag op cognities over de ernst van gevaar in vergelijking met de controlegroep. Er werd een hoofdeffect van
meetmoment gevonden, F(2, 86) = 5.534, p = .005, r = .114. Tegen de verwachting in werd gevonden dat scores, onafhankelijk van conditie, op de nameting significant hoger waren dan de scores op de voormeting, F(1, 43) = 8.929, p = .005, r = .172. Tussen de scores op nameting en de follow-upmeting
19
zat geen significant verschil, F(1, 43) = .043, p = .836. Er werd geen hoofdeffect gevonden van conditie, F(1, 43) = 1.805, p = .186. Ook werd, tegen de verwachting in, geen interactie-effect meetmoment*conditie gevonden, F(2, 86) = 0.023, p = .977.
Figuur 1. Gemiddelde scores op resp. 1. belang van checken, 2. kans op gevaar en 3. ernst van gevaar voor de
experimentele en controleconditie tijdens de voor-, na- en follow-upmeting.
3.2.2 Obsessive Beliefs Questionnaire-44 (OBQ-44)
Met een 3x2 factorial mixed ANOVA werd gekeken of er een grotere toename was van obsessies in de checkconditie ten opzichte van de controleconditie. Aan de assumptie van sphericiteit werd niet voldaan, x2(2) = 12.156, p = .002. Met gebruik van de Huynh-Feldt correctie werd een hoofdeffect gevonden van meetmoment, F(1.689, 72.625) = 21.567, p < .001, r = .043. Tegen de verwachting in werd gevonden dat scores, onafhankelijk van conditie, op de nameting significant lager waren dan de scores op de voormeting, F(1, 43) = 5.234, p = .027, r = .109, en op de follow-up lager waren dan op de nameting, F(1, 43) = 30.586, p < .001, r = .416. Er werd geen hoofdeffect van conditie gevonden, F(1, 43) = 0.250, p = .620. Ook werd tegen de verwachting in geen interactie-effect van
20
Figuur 2. Gemiddelde Obsessional Beliefs Questionnaire-44 scores voor de experimentele en controleconditie
tijdens de voor-, na- en follow-upmeting.
3.2.3 Beck Anxiety Inventory (BAI)
Met een 3x2 factorial mixed ANOVA werd getest of de verandering in algemene angst gelijk was in de beide condities. Aan de assumptie van sphericiteit werd niet voldaan, x2(2) = 13.94, p = .001. Met gebruik van de Huynh-Feldt correctie werd een hoofdeffect gevonden van meetmoment, F(1.645, 70.747) = 4.463, p = .021, r = .094. Gemiddeld over de condities daalde algemene angst van voor- tot nameting, F(1, 43) = 7.176, p = .010, r = .143. Er werd geen significant verschil gevonden tussen na- en follow-upmeting, F(1, 43) = .401, p = .530. Er werd geen hoofdeffect gevonden van conditie, F(1, 43) = 2.137, p = 0.151. Tegen de verwachting in werd wel een interactie-effect van
meetmoment*conditie gevonden, F(1.645, 70.747) = 4.389, p = .022, r = .093. Deelnemers in de controlegroep lieten een sterkere afname zien over de tijd vergeleken met de experimentele groep.
21
Figuur 3. Gemiddelde Beck Anxiety Inventory-scores voor de experimentele en controleconditie tijdens de
voor-, na- en follow-upmeting.
3.2.4 Lange Checklist
Zoals al eerder vermeld werd er in de experimentele conditie een toename in het aantal uitgevoerde checks gevonden van voor- tot nameting. De hypothese was dat deelnemers, naast de vier zaken die zij moesten checken, ook andere dingen meer zouden gaan checken. Om te controleren of deze stijging in totaal aantal checks niet voornamelijk kwam door de vier checks die in dit onderzoek moesten worden uitgevoerd, zijn aparte exploratieve analyses gedaan voor de Lange Checklist. Ten eerste werd een paired-samples t-test uitgevoerd over de doelchecks, d.w.z. items die gingen over koelkast, fornuis, voordeur en lamp. Naar verwachting werd een significante toename in het aantal doelchecks gevonden van voormeting (M = 2.45, SD = 1.63) tot nameting (M = 4.45, SD = 2.42), t(21) = -3.297, p = .003. Als tweede werd een paired-samples t-test uitgevoerd over alle checks min de doelchecks. Tegen de verwachting in werd geen significant verschil gevonden in het aantal checks tussen voormeting (M = 6.36, SD = 3.11) en nameting (M = 7.77, SD = 4.13), t(21) = -2.074, p = .051.
22
Tabel 1. Gemiddelde score (SD) op de afhankelijke Variabelen voor het totaal en per Conditie op de
verschillende meetmomenten Experimenteel (n = 22) Controle (n = 23) Totaal (n = 45) OCI-R Voor 6.36(4.50) 6.00(3.61) 6.18(4.02) CCS Voor 22.58(13.06) 28.28(11.91) 25.49(12.70) Na 27.55(15.82) 30.10(15.24) 28.85(15.40) Follow-up 25.35(15.66) 30.13(16.49) 27.79(16.08) CCSbelang Voor 34.72(16.81) 42.03(18.78) 38.46(18.02) Na 37.50(20.35) 38.46(21.22) 37.99(20.57) Follow-up 33.56(19.50) 35.58(21.12) 34.59(20.14) CCSkans Voor 11.18(9.66) 14.46(11.19) 12.86(10.48) Na 18.31(15.10) 18.82(13.27) 18.57(14.03) Follow-up 16.34(13.56) 21.78(17.04) 19.12(15.50) CCSernst Voor 21.83(17.60) 28.34(15.28) 25.16(16.60) Na 26.83(17.51) 33.02(17.05) 30.00(17.36) Follow-up 26.15(19.64) 33.04(17.62) 29.67(18.75) BAI Voor 29.68(4.38) 29.58(7.26) 29.60(6.05) Na 29.64(5.55) 26.67(5.40) 28.04(5.67) Follow-up 29.68(7.47) 25.67(5.57) 27.67(6.84) OBQ-44 Voor 31.46(10.01) 33.78(10.24) 32.64(10.08) Na 30.10(12.59) 30.40(11.73) 30.24(12.02) Follow-up 25.68(10.13) 27.65(10.31) 26.69(10.16)
Lange Checklist Voor 22.46(12.66) 25.07(13.49) 23.79(13.00)
- totaal Na 31.15(11.40) 23.28(14.19) 27.13(13.37)
Follow-up 20.31(12.31) 17.67(13.88) 18.96(13.06)
Korte Checklist Na 4.44(0.74) - 4.44(0.74)
Noot. OCI-R = Obsessive-Compulsive Inventory-Revised; CCS = Checking Cognitions Scale; CCSbelang = CCS belang van
checken subschaal; CCSkans = CCS kans op gevaar subschaal; CCSernst = CCS Ernst van gevaar subschaal; BAI = Beck Anxiety Inventory; OBQ-44 = Obsessive Beliefs Questionnaire-44 Responsibility/Threat Estimation Scale; Voor = voormeting; Na = nameting; Follow-up = Follow-upmeting
23 4. Discussie
In dit onderzoek werd het effect van herhaaldelijk checken op cognities en obsessies onderzocht. Er werd geen effect van herhaaldelijk checken gevonden. Deelnemers in de
checkconditie hadden na de manipulatie geen sterkere cognities over het belang van checken, de kans op gevaar, en de ernst van gevaar dan deelnemers in de controleconditie; en hadden ook niet meer of sterkere obsessies dan deelnemers in de controleconditie. Alleen wat betreft algemene angst was er een verschil tussen de condities: deelnemers in de controleconditie waren na de manipulatie minder angstig dan deelnemers in de checkconditie.
De bevindingen van dit onderzoek zijn niet in lijn met eerder onderzoek. Diverse onderzoeken vonden namelijk wel een effect van veiligheidsgedrag (waaronder checken) op cognities over gevaar en checken. Zo vonden Deacon en Maack (2008) dat studenten die een week lang veiligheidsgedrag hadden moeten uitvoeren gericht op besmetting, de kans op besmetting als hoger inschatten en meer besmettingsangst-symptomen hadden dan ervoor. Eerder onderzoek van Olatunji et al. (2001) liet ook een effect zien van veiligheidsgedrag: deelnemers die een week lang veiligheidsgedragingen uit hadden gevoerd gerelateerd aan ziektes, lieten een grotere stijging zien in ziekteangst,
hypochondrische overtuigingen en besmettingsangst dan de deelnemers in de controlegroep die alleen hun normale veiligheidsgedrag hadden moeten bijhouden. Beide onderzoeken zijn niet in lijn met het huidige onderzoek, dat geen effect vond van herhaaldelijk checken op cognities over gevaar. Eerder onderzoek van Van Uijen en Toffolo (2015) had zeer veel overeenkomsten met het huidige onderzoek. Deelnemers die een week lang steeds één keer meer hadden moeten checken dan zij normaal gesproken deden, hadden na die week sterkere cognities over ernst van gevaar. Dat effect werd in het huidige onderzoek niet gevonden. Op andere uitkomstmaten, zoals belang van checken, kans op gevaar, en obsessies vonden zij geen effect – overeenkomstig met de resultaten van het huidige onderzoek.
24
Ook op basis van verschillende theorieën was een effect op obsessies en cognities over gevaar verwacht. De theorie van Rachman (1993) draait om verschillende mechanismen die verband houden met checkgedrag. Herhaaldelijk checken zou volgens deze theorie onder andere kunnen leiden tot toegenomen perceptie van gevaar en overschatting van de ernst van de gevreesde
uitkomst. Dit kwam in het huidige onderzoek niet naar voren. De theorie van Gillan en Robbins (2014) stelde dat compulsies ook zouden kunnen leiden tot obsessies, in plaats van alleen andersom.
Volgens hen zou checkgedrag door middel van cognitieve dissonantie kunnen leiden tot een aanpassing van cognities: van niet-dreigend naar cognities van gevaar. Mensen zouden deze aanpassing maken zodat er geen discrepantie meer is tussen zijn/haar handelingen en diens cognities over het nut van die handelingen. Ook op basis van deze theorie werd een effect van herhaaldelijk checken op obsessies verwacht. Dit werd zoals gezegd niet gevonden.
Een mogelijke verklaring hiervoor is dat de steekproef te klein was. Dit maakte dat de power laag was: ervan uitgaande dat er een effect bestaat, was er slechts een kans van respectievelijk 15.5% (OBQ-44) en 17.3% (CCS) om dat effect in dit onderzoek daadwerkelijk te detecteren. Het is dus goed mogelijk dat er wel een effect was, maar dit door te weinig deelnemers niet is gevonden. Voor vervolgonderzoek is het aan te raden een grotere steekproef te nemen. Dit verhoogt de power en daarmee de kans dat er een effect wordt gedetecteerd – mocht dit er zijn.
Een punt van kritiek en mogelijke verklaring voor de resultaten is dat niet zeker is of de manipulatie gelukt is zoals gepoogd: het is niet met zekerheid te zeggen dat alle deelnemers in de experimentele conditie de checks hebben uitgevoerd zoals van hen gevraagd was. Er is geprobeerd dit te controleren met behulp van de Korte Checklist, maar uiteraard is niet uit te sluiten dat deelnemers deze sociaal wenselijk hebben ingevuld – bij de Korte Checklist werd geen sociale wenselijkheidsschaal opgenomen. Voor vervolgonderzoek is dit aan te raden. Nog los daarvan bleek al dat niet alle deelnemers in alle mogelijkheden die zij kregen vijf keer hadden gecheckt. Om met zekerheid te kunnen zeggen dat de manipulatie geslaagd is, is het nodig dat deelnemers in iedere
25
situatie waarin zij dat kunnen, vijf keer checken. Het is lastig dit punt te ondervangen in toekomstig onderzoek. Een mogelijkheid zou zijn om deelnemers de checks in het laboratorium te laten
uitvoeren, waarbij optimale controle mogelijk is. Anderzijds komt dit de ecologische validiteit van de bevindingen niet ten goede.
Een opvallende bevinding was dat deelnemers in de controleconditie een grotere afname lieten zien in algemene angst na de manipulatie dan de checkconditie. Dit is vreemd, omdat deze deelnemers geen actieve interventie hebben gehad, en er dus verwacht werd dat algemene angst constant zou blijven. Een mogelijke verklaring is dat deelnemers alleen voor de voormeting naar het laboratorium hoefden te komen. De na- en follow-upmeting konden zij thuis online invullen. Het is mogelijk dat een labsetting tot meer spanning leidt bij een deelnemer dan wanneer hij de
vragenlijsten thuis invult. Dat zou de relatief hoge scores op de voormeting verklaren. Ook zou het zo kunnen zijn dat deelnemers de vragenlijsten thuis minder serieus hebben ingevuld of (meer) werden afgeleid dan in het laboratorium. Dit laatste zou mogelijk verklaren waarom de controlegroep ook op andere vragenlijsten, zoals CCS - ernst van gevaar, fluctuaties liet zien over de meetmomenten heen. Deze fluctuaties maken interpretatie van het effect van de manipulatie lastig: de verandering in scores in de checkconditie wordt immers altijd afgezet tegen de verandering in de controleconditie. Om een uitspraak te kunnen doen over het geïsoleerde effect van de manipulatie is het daarvoor noodzakelijk dat de scores in de controleconditie constant blijven. Een aanbeveling is om in
vervolgonderzoek alle metingen in het laboratorium plaats te laten vinden. Dit verkleint de kans op verschillen tussen de meetmomenten als gevolg van de omgeving, waardoor er betrouwbaarder uitspraken kunnen worden gedaan over het effect van de manipulatie.
Voorlopig kan de conclusie zijn dat in dit onderzoek geen effect van herhaaldelijk checken kon worden gevonden op obsessies en cognities over gevaar. Vervolgonderzoek zal uit moeten wijzen of dit een gevolg is van methodologische tekortkomingen of dat de aangehaalde theorieën aanpassing behoeven. Mocht vervolgonderzoek – met grote steekproef en geslaagde manipulatie –
26
ook geen effect van checken vinden, dan zal kritisch moeten worden gekeken naar het idee dat checken kan leiden tot (meer) obsessies en cognities over gevaar.
27 5. REFERENTIES
Abramowitz, J. S. (1996). Variants of exposure and response prevention in the treatment of obsessive-compulsive disorder: A meta-analysis. Behavior Therapy, 27, 583-600.
Abramowitz, J. S., Deacon, B. J., & Whiteside, S. P. (2012). Exposure Therapy for Anxiety: Principles
and Practice. New York: Guilford Press.
Alcolado, G. M., & Radomsky, A. S. (2011). Believe in yourself: Manipulating beliefs about memory causes checking. Behaviour Research and Therapy, 49, 42-49.
American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders
(DSM-5®). American Psychiatric Pub, Washington, DC.
Angst, J., Gamma, A., Endrass, J., Goodwin, R., Ajdacic, V., Eich, D., & Rössler, W. (2004). Obsessive -compulsive severity spectrum in the community: prevalence, comorbidity, and course.
European Archives of Psychiatry and Clinical Neuroscience, 254, 156-164.
Beck, A. T., Epstein, N., Brown, G., & Steer, R. A. (1988). An inventory for measuring clinical anxiety: psychometric properties. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 56, 893.
Boschen, M. J., & Vuksanovic, D. (2007). Deteriorating memory confidence, responsibility
perceptions and repeated checking: Comparisons in OCD and control samples. Behaviour
Research and Therapy, 45, 2098-2109.
28
Clark, D. M. (1999). Anxiety disorders: Why they persist and how to treat them. Behaviour Research
and Therapy, 37, S5-S27.
Cordova-Middelbrink, J. A., Dek, E. C. P., & Engelbarts, M. M. B. (2007). Automatisering bij subklinische obsessief-compulsieve stoornis [automatic processes in subclinical obsessive compulsive disorder]. Utrecht University, Utrecht, Netherlands.
Deacon, B., & Maack, D. J. (2008). The effects of safety behaviors on the fear of contamination: An experimental investigation. Behaviour Research and Therapy, 46, 537-547.
Foa, E. B., Huppert, J. D., Leiberg, S., Langner, R., Kichic, R., Hajcak, G., & Salkovskis, P. M. (2002). The Obsessive-Compulsive Inventory: development and validation of a short version.
Psychological Assessment, 14, 485.
Fontenelle, L. F., Mendlowicz, M. V., & Versiani, M. (2006). The descriptive epidemiology of obsessive–compulsive disorder. Progress in Neuro-Psychopharmacology and Biological
Psychiatry, 30, 327-337.
Fydrich, T., Dowdall, D., & Chambless, D. L. (1992). Reliability and validity of the Beck Anxiety Inventory. Journal of Anxiety Disorders, 6, 55-61.
Gillan, C. M., & Robbins, T. W. (2014). Goal-directed learning and obsessive–compulsive disorder.
Philosophical Transactions of the Royal Society of London B: Biological Sciences, 369,
29
Hajcak, G., Huppert, J. D., Simons, R. F., & Foa, E. B. (2004). Psychometric properties of the OCI-R in a college sample. Behaviour Research and Therapy, 42, 115-123.
Kessler, R. C., McGonagle, K. A., Zhao, S., Nelson, C. B., Hughes, M., Eshleman, S., ... & Kendler, K. S. (1994). Lifetime and 12-month prevalence of DSM-III-R psychiatric disorders in the United States: results from the National Comorbidity Survey. Archives of General Psychiatry, 51, 8 -19.
Matsunaga, H., & Seedat, S. (2007). Obsessive-compulsive spectrum disorders: cross-national and ethnic issues. CNS Spectrums, 12, 392-400.
Obsessive Compulsive Cognitions Working Group. (2005). Psychometric validation of the obsessive belief questionnaire and interpretation of intrusions inventory—Part 2: Factor analyses and testing of a brief version. Behaviour Research and Therapy, 43, 1527-1542.
Olatunji, B. O., Etzel, E. N., Tomarken, A. J., Ciesielski, B. G., & Deacon, B. (2011). The effects of safety behaviors on health anxiety: An experimental investigation. Behaviour Research and Therapy,
49, 719-728.
Rachman, S. (2002). A cognitive theory of compulsive checking. Behaviour research and therapy,
40, 625-639.
Robbins, T. W., Gillan, C. M., Smith, D. G., de Wit, S., & Ersche, K. D. (2012). Neurocognitive
endophenotypes of impulsivity and compulsivity: towards dimensional psychiatry. Trends in
30
Ruscio, A. M., Stein, D. J., Chiu, W. T., & Kessler, R. C. (2010). The epidemiology of obsessive -compulsive disorder in the National Comorbidity Survey Replication. Molecular Psychiatry,
15, 53-63.
Salkovskis, P. M. (1991). The importance of behaviour in the maintenance of anxiety and panic: A cognitive account. Behavioural Psychotherapy, 19, 6-19.
Shafran, R. (2005). Cognitive-behavioral models of OCS. In Concepts and Controversies in Obsessive
-compulsive Disorder (pp. 229-260). New York: Springer US.
Tolin, D. F., Abramowitz, J. S., Brigidi, B. D., Amir, N., Street, G. P., & Foa, E. B. (2001). Memory and memory confidence in obsessive–compulsive disorder. Behaviour Research and Therapy,
39, 913-927.
Van Uijen, S. L., & Toffolo, M. B. (2015). Safety behavior increases obsession-related cognitions about the severity of threat. Behavior Therapy, 46, 521-531.
