Tieners met Autisme & Risicogedrag
Masterthese KNP L.J. Frudiger, 10379320 18-07-2016
Begeleiding: Linda Olde Dubbelink, MSc & Prof dr. Hilde Geurts Tweede beoordelaar: Dr. Anne Geeke Lever
Programmagroep Klinische Neuropsychologie/ Brein & Cognitie, Afdeling Psychologie Universiteit van Amsterdam
Inhoudsopgave
Abstract 3
Tieners met Autisme & Risicogedrag 4
Methode 10 Deelnemers 10 Materiaal 12 Procedure 16 Data-analyse 17 Resultaten 18 Exploratieve analyse 22 Discussie 24 Referenties 27
Abstract
Risico-nemend gedrag komt veel voor bij typisch ontwikkelde tieners. Het is onduidelijk of dit ook geldt voor tieners die een atypische ontwikkeling doormaken, zoals tieners met autisme spectrum stoornissen (ASS). Onder deze tieners met ASS heerst een hoge prevalentie van angststoornissen. Angst wordt geassocieerd met risico-vermijdend gedrag. Deze studie onderzocht daarom de invloed van angst op risico-nemend gedrag bij tieners met en zonder ASS. Angst werd gemeten met de SCARED-NL en risico-nemend gedrag met de
BART-Y. In 54 tieners met en zonder ASS, gematched op leeftijd en sekse, werd gevonden dat
ASS een negatieve voorspeller was van risico-nemend gedrag. Dit was in lijn met de
verwachting dat tieners met ASS minder risico-nemend gedrag zouden vertonen dan tieners zonder ASS. Daarnaast werd verwacht dat angst risico-nemend gedrag bij tieners met ASS negatief zou beïnvloeden. Dit bleek echter niet zo te zijn. De bevindingen van de huidige studie lijken evidentie te geven voor de sociaal-cognitieve theorie en suggereren dat tieners met ASS minder profiteren van de voordelen van risico-nemend gedrag dan tieners zonder ASS.
Tieners met Autisme en Risicogedrag
De adolescentie is de ontwikkelingsperiode tussen de kindertijd en volwassenheid. Deze periode wordt gekenmerkt door flinke fysieke, psychologische en sociale veranderingen (Ernst, Pine, & Hardin, 2005). De adolescentie begint rond de start van de puberteit
(Blakemore, Burnett, & Dahl, 2010). In de puberteit staan hormonale veranderingen, fysieke groei, seksuele rijping en ontwikkeling van zelfregulerende competenties op de voorgrond (Ernst et al., 2005; Steinberg, 2004). Onder invloed van al deze veranderingen laten tieners een aantal typische gedragingen zien. Hieronder vallen voornamelijk risico-nemend gedrag, sensatiezoekend gedrag en impulsiviteit (Ernst et al., 2005; Steinberg, 2004). Onderzoek naar risico-nemend gedrag laat bijvoorbeeld zien dat tieners meer risico-nemend gedrag vertonen dan volwassenen (Gardner & Steinberg, 2005). De reden dat risico-nemend gedrag juist veel voorkomt bij tieners ligt aan een drietal psychosociale oorzaken: (a) tieners zijn gevoeliger voor peer-pressure, (b) tieners zijn meer op het heden gericht dan op de toekomst en (c) tieners zijn minder goed in het reguleren van hun emoties dan volwassenen (Gardner & Steinberg, 2005; Steinberg 2007; Steinberg & Cauffmann, 1996). Daarnaast spelen
hersengebieden, zoals de amygdala en rijping van de prefrontale cortex ook een rol bij het ontstaan van risico-nemend gedrag tijdens deze levensfase (Ernst et al., 2002; Ernst et al., 2005). Neurale netwerken die gerelateerd zijn aan beloningsgevoeligheid rijpen bijvoorbeeld al vroeg tijdens de adolescentie en netwerken die gerelateerd zijn aan cognitieve controle, zoals het vermogen om verleidingen te kunnen weerstaan en er rustig over na te denken, langzamer en later in de adolescentie (Figner, & Weber, 2011; Steinberg 2004). Bij typisch ontwikkelde tieners is het dus bekend dat risico-nemend gedrag een veelvoorkomende gedraging is. Echter het is nog onduidelijk hoe dit zit bij tieners die een atypische
ontwikkeling doormaken, zoals tieners met een autisme spectrum stoornis (ASS). Deze studie zal zich daarom richten op risico-nemend gedrag bij tieners met en zonder ASS.
Mensen met ASS ondervinden problemen op verschillende domeinen. ASS is een ontwikkelingsstoornis, waarbij een afwijkende ontwikkeling op sociaal-emotioneel gebied centraal staat (Bachevalier & Loveland, 2006). De meest kenmerkende problemen uiten zich dan ook in aanhoudende beperkingen op het gebied van sociale communicatie en interactie en repetitieve gedragspatronen, interesses of activiteiten (American Psychiatric Association, 2013). De beperkingen op sociaal gebied hebben bijvoorbeeld tot gevolg dat tieners met ASS minder geaccepteerd worden door hun leeftijdsgenoten zonder ASS. Verder staan ze minder centraal in sociale netwerken, hebben ze minder wederzijdse vriendschappen en rapporteren ze dat ze minder dingen doen met en minder tijd doorbrengen met hun (beste) vrienden in de klas (Chamberlain, Kasari, & Rotheram-Fuller, 2007). Zoals eerder beschreven is het bekend dat gevoeligheid voor peer-pressure een oorzaak is van risico-nemend gedrag. Wellicht hebben tieners met ASS, omdat zij minder tijd doorbrengen met hun leeftijdsgenoten, dus minder sociale motivatie om risico-nemend gedrag te vertonen. Op sociaal-cognitief gebied lijken er dus aanwijzingen te zijn voor het idee dat tieners met ASS minder risico’s nemen.
Risico-nemend gedrag is het proces van het maken van beslissingen die een potentieel risico met zich meebrengen (Maner et al., 2007). Het is een onderdeel van het algemene proces van beslissingen maken waarin het afwegen van kosten en baten van verschillende opties op zowel korte als lange termijn een rol spelen (Zhang, Wang, Zhu, Yu, & Chen, 2015). Voorbeelden van risico-nemend gedrag zijn het al dan niet omdoen van een gordel in de auto of op een onbekend persoon afstappen om een praatje mee te maken. Mensen kunnen ervoor kiezen om dit soort situaties te benaderen of juist uit de weg te gaan. Het benaderen ervan kan zowel positief als negatief uitpakken voor de desbetreffende tiener. Indien tieners veelvuldig risico’s nemen heeft dit voornamelijk negatieve gevolgen (Figner & Weber, 2011). Zo kunnen spijbelen, gokken, alcohol-/drugsgebruik, onveilige seks, deelnemen aan
gewelddadig en crimineel gedrag en riskant verkeersgedrag bijvoorbeeld leiden tot respectievelijk slechtere schoolprestaties, negatieve economische consequenties, alcohol-
en/of drugsafhankelijkheid, negatieve gezondheidsconsequenties en verkeersongelukken (Krmpotich, Mikulich-Gilbertson, Sakai, Thompson, Banich, & Tanabe, 2015; Steinberg, 2008). Echter wanneer tieners een beetje risico nemen kunnen zij een aantal positieve gevolgen ervaren (Figner & Weber, 2011). Een voorbeeld is het vormen van nieuwe vriendschappen of romantische relaties (Crone & Dahl, 2012; Willoughby, Good, Adachi, Hamza, & Tavernier, 2013). Daarnaast lijkt het erop dat het vermijden van sociaal
risicogedrag een negatieve invloed heeft op het sociale steunnetwerk van de mens, wat weer bijdraagt aan een verslechterde uitkomst op het gebied van depressie en psychiatrische symptomen (George, Blazer, Hughes, & Fowler, 1989; Holahan & Moos, 1981; Lorian & Grisham, 2010). Ten slotte wordt het vermijden van risico-nemend gedrag op het gebied van ontspanning geassocieerd met verminderde gedragsactivatie en verminderde blootstelling aan externe bekrachtigingsbronnen (Lorian & Grisham, 2010; Smoski, Lynch, Rosenthal,
Cheavens, Chapman, & Krishnan, 2008). Risico-nemend gedrag kan men dus zien als continuüm, waarbij het nemen van een beetje risico dus goed is voor tieners.
Er is nog maar weinig onderzoek gedaan naar risico-nemend gedrag bij tieners met ASS. Echter is het algemene proces van beslissingen maken, waar risico-nemend gedrag zoals eerdergenoemd onder valt, wel onderzocht bij deze doelgroep. Over het algemeen ervaren mensen met ASS meer problemen met het maken van beslissingen dan mensen zonder ASS (Luke, Clare, Rong, Redley, & Watson, 2011). Er zijn echter verschillende studies verricht die inconsistente resultaten weergeven. Zo liet een studie bijvoorbeeld zien dat tieners met ASS slechtere beslissingen maakten op een gok-taak dan tieners zonder ASS. Dit houdt in dat tieners met ASS minder selecties maakten van voordelige stapels kaarten en minder selecties maakten van stapels met lage verliezen dan tieners zonder ASS (Mussey, Travers, Grofer Klinger, & Klinger, 2015). Een andere studie vond daarentegen juist geen verschil in het maken van voordelige keuzes tussen tieners met en zonder ASS (Johnson, Yechiam, Murphy, Oueller, & Stout, 2006). Echter concludeerden beide studies dat tieners met ASS een
specifiek selectiepatroon hebben dat gekenmerkt wordt door het frequent wisselen tussen verschillende opties. Ten slotte werd in weer een andere studie gerapporteerd dat tieners met ASS juist meer voordelige keuzes maakten tijdens een gok-taak dan tieners zonder ASS (South et al., 2014). Dit zouden zij doen door zich te focussen op het vermijden van risico’s (South et al., 2014). Er is dus nogal wat onduidelijk over het maken van beslissingen bij tieners met ASS. Echter lijkt het er wel op dat tieners met ASS beslissingstaken anders benaderen dan tieners zonder ASS.
Een probleem waar wel duidelijkheid over is en waar tieners met ASS vaak mee te maken krijgen is angst. Tussen de 42-55% van de kinderen met ASS heeft een comorbide angststoornis (de Bruin, Ferdinand, Meester, de Nijs, & Verheij, 2007; Mattila, et al., 2010). De prevalentie van angststoornissen bij kinderen zonder ASS ligt daarentegen veel lager en varieert tussen de 2 – 27% (Castello, Egger, & Angold, 2005). Deze angstsymptomen hebben verschillende consequenties voor het functioneren. In een gematigde vorm kan angst leiden tot betere prestaties (de Visser et al., 2010). Echter in extreme vorm, zoals bij
angststoornissen, heeft angst nadelige gevolgen voor de kwaliteit van leven en voor veranderingen in cognitief functioneren (Bishop et al., 2004; de Visser et al., 2010). Verhoogde angst leidt bijvoorbeeld tot suboptimale beslissingen, zelfs wanneer deze angst niet gerelateerd is aan de beslissing zelf (Yang, Saini, & Freling, 2015). Daarnaast is angst zowel als persoonlijkheidskenmerk, als sociale angst geassocieerd met risico-vermijdend gedrag (Giorgetta et al., 2012; Maner et al., 2007). Tevens vertonen tieners met een
angststoornis meer risico-vermijdend gedrag dan tieners met een stemmingsstoornis of zonder psychische stoornis (Maner et al., 2007). Op basis van het feit dat angst bij tieners met ASS meer voorkomt, is het mogelijk dat angst bij hen nog wel een grotere rol speelt bij risico-nemend gedrag dan bij tieners zonder ASS.
Tot op heden is er nog weinig onderzoek verricht naar de invloed van angst op risico-nemend gedrag bij tieners met ASS. Het kleine aantal gepubliceerde onderzoeken gaat
voornamelijk in op het algemene proces van beslissingen maken en niet op het specifieke onderdeel nemend gedrag. Een studie die dat wel doet, vond geen verschil in risico-nemend gedrag tussen tieners met en zonder ASS (South Dana, White, & Crowley, 2011). Wel vonden zij dat angst bij tieners met ASS geassocieerd was met een toename in risico-nemend gedrag. Deze associatie gold niet voor tieners zonder ASS. Deze resultaten
suggereren dat angst op zichzelf geen invloed uitoefent op risico-nemend gedrag, maar dat er sprake lijkt te zijn van een interactie tussen angst en ASS. Kortom, er is nog veel
onduidelijkheid in het onderzoek naar de invloed van angst op risico-nemend gedrag bij tieners met en zonder ASS.
In de huidige studie, die ingaat op de vraag wat de invloed is van angst op risico-nemend gedrag bij tieners met en zonder ASS, wordt geprobeerd de inconsistente
bevindingen te verhelderen door de studie van South et al. (2011) te repliceren. Er zijn een aantal beperkingen in de studie van South et al. (2011). De belangrijkste beperking is de gebruikte operationalisatie van risico-nemend gedrag. Er werd een gemodificeerde versie van de Balloon Analogue Risk Task Youth version (BART-Y; Lejuez et al., 2007) gebruikt, een experimentele computertaak, waarbij deelnemers van tevoren een getal in dienen te toetsen dat het aantal ‘oppompingen’ van de ballon weerspiegelt. Bij de originele versie van de BART-Y is het daarentegen de bedoeling dat de ballon geleidelijk wordt opgepompt door op de spatiebalk te drukken (waarbij één klik gelijk is aan één ‘oppomping’; zie methode voor uitgebreide uitleg van de BART). Bij de gemodificeerde versie zien deelnemers de ballon dus niet al oppompende groter worden, maar zien zij dit pas na afloop wanneer het aantal
‘oppompingen’ is ingetoetst. Op deze manier kunnen deelnemers zich niet goed inbeelden hoe groot de ballon wordt en kunnen ze niet kiezen te stoppen met pompen. Deelnemers kunnen het risico wat ze nemen minder goed inschatten dan wanneer zij de ballon geleidelijk groter zien worden. Doordat deelnemers deze risico-inschatting minder goed kunnen maken, kan men zich afvragen of deze gemodificeerde versie van de BART wel echt risico-nemend
gedrag meet. Risico-nemend gedrag verwijst immers naar het kiezen van de optie met de hoogste uitkomst variabiliteit, oftewel de optie met het bredere bereik van mogelijke
uitkomsten (Figner & Weber, 2011). Wanneer een deelnemer van tevoren een getal in dient te toetsen voor het aantal ‘oppompingen’ van de ballon en dit getal dus al meteen vaststaat, dan is er geen hoge uitkomst variabiliteit. Er zijn dan slechts twee uitkomstmogelijkheden: (a) de ballon wordt even groot als het ingetoetste getal of (b) de ballon knapt. Indien de ballon geleidelijk wordt opgepompt zijn er meer uitkomstmogelijkheden, deelnemers kunnen namelijk ook nog eens per ‘oppomping’ kiezen of ze de ballon nog verder willen oppompen, waardoor ze mogelijk een hoger aantal punten kunnen verdienen. Op die manier is er meer onzekerheid over de uitkomst van de risicovolle optie (Figner & Weber, 2011). Vanwege de bovenstaande beperking van de gemodificeerd BART-Y is er gekozen om in deze studie gebruik te maken van de originele BART-Y (youth version; Lejuez et al., 2007).
Een andere beperking van de studie van South et al. (2011) is dat er eerst
angstconditionering plaatsvond en dat daarna de risico-taak werd afgenomen. Dit heeft er mogelijk voor gezorgd dat de groep tieners met ASS, die al gevoeliger zijn voor angst, een hogere mate van angst of zorgen maken hebben behouden tijdens het uitvoeren van de risico-taak (South et al., 2011). Dit suggereert dat de resultaten zijn overdreven. In de huidige studie zal geen gebruik gemaakt worden van angstconditionering.
Ten slotte is in de huidige studie voor de BART gekozen als maat voor risicogedrag, en niet voor de veelgebruikte Iowa Gambling Task (IGT), omdat de IGT een andere vorm van beslissingen maken meet dan risico-nemend gedrag (Buelow, & Blaine, 2015). Bij de IGT heeft men de keuze tussen twee opties: (1) het kiezen van een voordelige stapel kaarten of (2) het kiezen van een onvoordelige stapel kaarten. Het is dus een dichotome taak, men kiest ofwel goed ofwel fout. De BART is daarentegen meer een continue taak. Men kiest hier niet goed of fout, maar er is steeds sprake van een lage of hogere mate van risico-nemend gedrag. De BART is hierdoor meer ecologisch valide (Buelow, & Blaine, 2015).
Op basis van de besproken literatuur is de verwachting binnen deze studie dat tieners met ASS minder risico-nemend gedrag zullen vertonen dan tieners zonder ASS. Tieners met ASS zullen dan een lagere risico-index score behalen op de BART-Y dan tieners zonder ASS. Deze verwachting is tegengesteld aan de studie van South et al. (2011), vanwege de
besproken beperkingen die deze studie heeft en dan met name de gebruikte risico-taak. Daarnaast is het de verwachting dat er een negatief voorspellend verband is tussen ASS en angstsymptomen op risico-nemend gedrag (Giorgetta et al., 2012; Maner et al., 2007; Yang et al., 2015). Dit houdt in dat tieners met ASS met een verhoogde mate van angstsymptomen lager zullen scoren op de risico-index van de BART-Y dan tieners zonder ASS en
angstsymptomen. In Figuur 1 staat het verwachte interactie-effect visueel weergegeven.
Figuur 1. Model waarin angst een moderator is van de relatie tussen autisme en
risico-nemend gedrag.
Methode Deelnemers
Aan deze studie deden 40 tieners met ASS (23 jongens en 17 meisjes) en 36 tieners zonder ASS (14 jongens en 22 meisjes) en hun ouders mee. Alle deelnemers waren tussen de 12 en 16 jaar oud. Deelnemers met ASS werden geworven bij het Dr. Leo Kannerhuis, op middelbare Cluster 4-scholen, via Heliomare, via advertenties bij de Nederlandse Vereniging voor Autisme en op de website van het Nederlandse ‘Autism and ADHD Research Centre’
(d’Arc: www.dutcharc.nl). Indien de behandelaar hiertoe toestemming gaf, ontvingen
potentiële deelnemers van het Dr. Leo Kannerhuis een mailing, waarna pas weer contact werd opgenomen indien hiervoor toestemming werd gegeven door de potentiële deelnemers en hun ouders. Alle andere potentiële deelnemers werden pas benaderd nadat er toestemming was gegeven voor benadering. Deelnemers zonder ASS werden geworven op basisscholen, middelbare scholen en uit kennissenkringen van studenten van de Universiteit van
Amsterdam (UvA). Inclusiecriteria voor de ASS-groep waren (a) een klinische ASS-diagnose, (b) een score boven de cut-off van ASS op de Developmental, dimensional and diagnostic
interview (3 di-NL verkorte versie; Skuse et al., 2004) en/of de Social Responsiveness Scale
(SRS; Roeyers, Thys, Druart, De Schryver, & Schittekatte, 2011), en (c) een IQ ≥ 80 op de verkorte Wechsler Intelligence Scale III. Zeven deelnemers met ASS gebruikten
methylfenidaat en staakten hun gebruik voor het testmoment, omdat deze medicatie de prestatie op de tests kon beïnvloeden.
Inclusiecriteria voor de controlegroep waren: (a) een score onder de cut-off van ASS op de SRS, (b) een IQ ≥ 80 op de verkorte Wechsler Intelligence Scale III, (c) het ontbreken van ASS bij de tieners of een naast familielid, (d) de afwezigheid van andere psychiatrische- of ontwikkelingsstoornissen en (e) geen gebruik van psychotrope medicatie. De controlegroep werd gematched met de ASS-groep op basis van leeftijd en sekse. Van de 76 deelnemers die gescreend waren voor deelname aan het onderzoek had iedereen het onderzoek voltooid. Er vielen in totaal 22 deelnemers uit. Uitvalredenen voor deelnemers uit de ASS-groep waren een IQ-score < 80 (6), het matchen van leeftijd en sekse (4), een te lage score op de SRS (1), het ontbreken van angstscores (1) en een onbetrouwbare meting doordat de deelnemer te bekend was met de taken (1). Uitvalredenen voor deelnemers uit de controlegroep waren een IQ-score < 80 (1) en het matchen van leeftijd en sekse (8). Dit onderzoek was goedgekeurd door de Commissie Ethiek van de Universiteit van Amsterdam (UvA).
Materialen
In verband met de inclusie/exclusie criteria werd het volgende materiaal afgenomen: Developmental, dimensional and diagnostic interview (3 di-NL versie). De 3di is een gestandaardiseerd interview dat door een getrainde interviewer bij ouders van de deelnemers met ASS werd afgenomen om de symptoomintensiteit van ASS te meten (Skuse et al., 2004). De verkorte versie van dit interview werd gebruikt voor de inclusie van deelnemers in de ASS-groep. Deze versie bestaat uit vier subschalen, namelijk (a) sociale wederkerigheid, (b) communicatie, (c) non-verbale communicatie, en (d) beperkte/repetitieve gedragingen en interesses. Voor de subschaal sociale wederkerigheid is de cut-off 10, voor communicatie 8, voor non-verbale communicatie 7 en voor beperkte/repetitieve gedragingen en interesses 3. Een voorbeelditem is: ‘Komt X in de problemen omdat hij/zij beleefdheidsregels niet altijd
doorheeft, en wordt hij/zij daarom door anderen brutaal of vreemd gevonden?’. De
test-hertest en de interbeoordelaars betrouwbaarheid zijn hoog (Skuse et al., 2004). De discriminerende validiteit is zeer goed (Skuse et al., 2004).
De Social Responsiveness Scale (SRS-NL). De SRS is een standaardvragenlijst die werd afgenomen om de ernst van autistische symptomen te meten (Roeyers et al., 2011). De vragenlijst bestaat uit 65 items die verdeeld zijn over 5 schalen. Ieder item beschrijft de mate van sociale responsiviteit. De ouders van de tiener gaven op een 4-puntsschaal (lopend van 1 tot 4) aan in hoeverre de beschrijvingen in de afgelopen 6 maanden van toepassing waren op hun kind. Een voorbeelditem is: ‘X is sociaal onhandig zelfs wanneer hij/zij beleefd probeert
te zijn’. De totaalscore en de scores op de verschillende schalen konden aan de hand van
normtabellen worden omgerekend in standaardscores (Roeyers et al., 2011). Op basis van deze standaardscores werd bepaald of er sprake was van (a) een ernstige tekortkoming in sociale responsiviteit, (b) een milde tot matige tekortkoming in sociale responsiviteit, (c) een normale sociale responsiviteit, of (d) een hoge mate van sociale responsiviteit (Roeyers et al., 2011). Meisjes die een cut-off score van 60 of hoger behaalden, werden geïncludeerd in de
ASS-groep (Roeyers et al., 2011). Jongens werden geïncludeerd als zij een cut-off score van 51 of hoger behaalden. De interne consistentie van de SRS is goed, Cronbach’s alfa varieert tussen de 0.92-0.95 (Roeyers et al., 2011). Tevens is de criteriumvaliditeit goed (Roeyers et al., 2011).
De verkorte Wechsler Intelligence Scale III (WISC-III NL). De verkorte versie van de WISC-III-NL werd gebruikt als een neuropsychologische maat om intelligentie te schatten en bestond uit de subtest Woordkennis en Blokpatronen (Kort et al., 2005). Bij de subtest Woordkennis moet de betekenis van woorden worden benoemd. Een voorbeelditem hiervan is: ‘Wat is nieuwsgierig?’. Bij de subtest Blokpatronen moet een blokpatroon worden na gelegd van een voorbeeld. Op basis van de scores op deze subtests werd het IQ geschat. De interne consistentie van de WISC-III-NL wordt beoordeeld als voldoende, met Cronbach’s alfa die tussen de subtests varieert van de .53 tot .82 (COTAN 2013, Kort et al., 2005). Over de verkorte versie is bekend dat scores op de subtests Woordkennis en Blokpatronen hoog gecorreleerd zijn met de totaalscore van het IQ (Legerstee, van der Reijden-Lakeman, Lechner-van der Noort, & Ferdinand, 2004).
In verband met de centrale onderzoeksvragen werd het volgende materiaal afgenomen: De Balloon Analogue Risk Task Youth version (BART-Y). De BART-Y werd
gebruikt om de mate van risico-nemend gedrag te meten (Lejuez et al., 2007). Deelnemers moeten op een computerscherm een rode ballon oppompen om zoveel mogelijk punten te verdienen. In totaal krijgt de deelnemer 30 ballonnen om op te pompen. Met iedere
‘oppomping’ van de ballon verdient de deelnemer 1 punt. Het aantal punten dat de ballon op dat moment waard is, staat in de ballon. Indien de ballon knapt, gaan alle punten die in de ballon staan verloren. Wanneer de ballonnen knappen, is voor iedere ballon verschillend. Dit individuele explosiepunt ligt tussen de 1 en 128 ‘oppompingen’, met een gemiddeld
verzamelde punten op de bank zetten, zodat hij/zij deze punten niet meer kan verliezen. Zie Figuur 2 voor de opstelling van de BART-Y. Voordat de taak begint, krijgen de deelnemers instructies en twee oefenblokken. In het eerste oefenblok krijgen deelnemers vijf ballonnen om op te pompen totdat deze knappen met als doel de verschillende explosiepunten van de ballonnen te zien. Het tweede oefenblok is hetzelfde als de ‘echte’ taak, waarin deelnemers vijf ballonnen kunnen oppompen en de punten kunnen verzamelen wanneer zij dit willen. Deelnemers hebben onbeperkt de tijd om te reageren. Tijdens de instructies voor de ‘echte’ taak horen deelnemers dat ze steeds twee keuzes hebben: (1) de ballon verder oppompen zodat je meer verdient, je loopt daarbij het risico dat de ballon knapt en (2) de waarde die met de ballon verdiend is op de bank storten. De risico-index van de BART-Y omvat het
gemiddelde aantal oppompingen van ballonnen die niet zijn geëxplodeerd (Lejuez et al., 2002). Hierdoor wordt het gedrag van de tiener niet beperkt door de snel geknapte ballonnen, deze geven immers weinig informatie over het nemen van risico’s (Lejuez al., 2007). De incrementele validiteit, een maat van validiteit om te bepalen of een nieuw instrument een groter voorspelbaar vermogen heeft dan bestaande instrumenten, van de BART-Y is goed, waarbij een hogere BART-Y-score geassocieerd is met grotere mate van risico-nemend gedrag (Lejuez et al., 2007). Tevens is de split-half betrouwbaarheid goed, aangezien het aantal oppompingen voor de eerste 15 ballonnen niet verschilt van de laatste 15 ballonnen (Lejuez et al., 2007).
Figuur 2. Schematische weergave van de stimuli opbouw van de BART-Y.
De Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED-71). De SCARED-71 is een standaardvragenlijst die werd afgenomen om de mate van
angstsymptomen te meten (Birmaher, Khetarpal, Brent, Cully, Balach, Kaufman, & Neer, 1997; Bodden, Bögels, & Muris, 2009). Deze vragenlijst wordt door ouders ingevuld en bestaat uit 71 items. Ieder item beschrijft een symptoom van angst. De respondent geeft op een 3-puntsschaal (lopend van 0 tot 2) aan hoe vaak ze denken dat elk symptoom wordt ervaren door zijn/haar kind. De SCARED-71 staat uit negen subschalen die de volgende angststoornissen representeren, (a) paniekstoornis, (b) gegeneraliseerde angststoornis, (c) sociale fobie, (d) seperatie angststoornis, (e) obsessief compulsieve angststoornis, (f)
posttraumatische stresstoornis, (g) dier fobie, (h) bloed-injectie fobie, en (i) situationele fobie. Er is voor deze ouder-versie gekozen, omdat tieners met ASS over het algemeen
moeilijkheden ervaren met het identificeren en begrijpen van (eigen) emoties (Berthoz, & Hill, 2005; Mazefsky, Kao, & Oswald, 2011). Deze moeilijkheden suggereren dat
zelfrapportage niet per se leidt tot juiste rapportage van de ervaren angstsymptomen bij de tieners met ASS. De ouderversie van de SCARED-71 heeft een hogere sensitiviteit en
specificiteit (beide zijn .92) dan die van de kind-versie. Bij de SCARED-71 kan een somscore worden behaald lopen van 0 tot 142 (Bodden et al., 2009). Hoe hoger de totaalscore op de
vragenlijst, hoe hoger de mate van angst. De cut-off van de vragenlijst is 21 (Bodden et al., 2009). Een voorbeelditem is: Mijn kind vindt het eng om op een hoog punt te staan
(bijvoorbeeld een toren) en naar benden te kijken’. Voor de totaalscore van de SCARED-71
is de interne consistentie hoog (Cronbach’s alfa .95) (Bodden et al., 2009). Tevens is de discriminerende validiteit goed (Bodden et al., 2009).
Procedure
Tieners en/of ouders die belangstelling toonden voor deelname kregen een informatiepakket toegestuurd. Dit pakket bestond uit de informatiebrief, een algemene vragenlijst en de SRS. Indien er besloten werd tot deelname aan het onderzoek werden deze vragenlijsten samen met het door de tiener en ouder(s) getekende informed consent
teruggestuurd. Nadien werd telefonisch contact opgenomen met de ouders voor het inplannen van de testafspraak. Voorafgaand aan deze afspraak vulde de tiener thuis vragenlijsten in. Indien dit tieners uit de controlegroep betrof vulden hun ouders deze vragenlijsten ook in. Tijdens de testafname werden tieners uit de ASS-groep tegelijkertijd met hun ouder(s) getest op dezelfde locatie, echter wel in verschillende ruimtes. In geval van deelnemers uit de controlegroep werd alleen de tiener getest. Testafnames duurden ongeveer twee tot tweeëneenhalf uur, afhankelijk van de pauzes en het werktempo van de tiener. Tijdens de testafnames werd er gebruik gemaakt van een counterbalanced design zodat de testresultaten zo min mogelijk werden beïnvloed door de volgorde waarin de tests werden afgenomen. De tests die binnen dit onderzoek zijn gebruikt, werden afgenomen als onderdeel van een grotere testbatterij voor het promotieonderzoek van Linda Olde Dubbelink. Deelname aan het
onderzoek was op vrijwillige basis. Deelnemers kregen na afloop van deelname een beloning in de vorm van een klein cadeautje onafhankelijk van hun prestatie. Indien er gereisd moest worden voor deelname werden reiskosten vergoed met een maximumbedrag van 10 euro per tiener per testafspraak.
Data-analyse
Deelnemers werden op basis van een klinische ASS-diagnose, 3di- en SRS-scores ingedeeld in twee groepen, namelijk een ASS-groep en een controlegroep.
Er werd een MANOVA uitgevoerd om te toetsen of de groep met ASS verschilde van de controlegroep op basis van leeftijd en intelligentieniveau. Daarnaast werd een Pearson’s Chi-kwadraattoets uitgevoerd om te toetsen of de verhouding man/vrouw in beide groepen (ASS-groep en controle(ASS-groep) ongeveer gelijk was.
Een hiërarchische multipele regressieanalyse werd gebruikt om te toetsen of angst en ASS invloed hadden op risico-nemend gedrag. Groep (ASS of controlegroep) en angst waren de onafhankelijke variabelen, risico-nemend gedrag was de afhankelijke variabele. Groep was een categorische variabele en angst was een continue variabele. Aan het model werden
‘groep’, ‘IQ’, de gecentreerde variabele ‘angst’ en ‘groep x gecentreerde angst’ toegevoegd. Intelligentie werd aan het model toegevoegd op basis van eerder onderzoek dat uitwees dat risicogedrag bij tieners met ASS gemodereerd werd door intelligentie (South et al., 2011). Per stap werd steeds een van de bovenstaande predictoren toegevoegd, terwijl de oude predictoren automatisch in het model bleven. Vervolgens werd gekeken of er een hoofdeffect was van groep op risico-nemend gedrag en of er een hoofdeffect was van angst op risico-nemend gedrag. Daarna werd gekeken of er een interactie-effect was van Groep x Angst op risico-nemend gedrag.
Aanvullend werd de Bayes factor voor een regressie berekend om te toetsen welke hypothese het meest waarschijnlijk was, de nulhypothese of de alternatieve hypothese (Rouder & Morey, 2012; Rouder, Speckman, Sun, Morey, & Iverson, 2009). Gewoonlijk maakt de psychologie gebruik van significantie testen. Echter bij significantie testen is het niet mogelijk om evidentie kenbaar te maken voor invariantie, oftewel de nulhypothese (Rouder et al., 2009). Een gevolg hiervan is dat bewijs tegen deze nulhypothese juist wordt overdreven (Rouder et al., 2009). Met behulp van Bayesiaanse statistiek is het mogelijk om de
waarschijnlijkheid van een hypothese te berekenen op basis van de observeerde data (Rouder et al., 2009). De Bayes factor laat dus een voorkeur zien voor de nul- of de alternatieve hypothese (Rouder et al., 2009). De hypothese die hier getest werd, luidde dat tieners met ASS minder risico-nemend gedrag zouden vertonen dan tieners zonder ASS. Omdat deze hypothese in strijd was met de bevinding die eerder door South et al. (2011) werd gedaan dat er geen verschil was tussen risico-nemend gedrag tussen tieners met en zonder ASS, werd de
Bayes factor berekend. Op die manier kon er niet alleen evidentie kenbaar gemaakt worden
voor de alternatieve hypothese, maar ook voor de nulhypothese. Zo kon de invariantie in risico-nemend gedrag die South et al. (2011) beschreven met meer zekerheid worden uitgesloten.
Resultaten
Resultaten werden gerapporteerd van 54 deelnemers (leeftijd M = 14, SD = 1),
waaronder 28 meisjes en 26 jongens. Zowel de ASS-groep als de controlegroep bestonden uit 27 deelnemers. In Tabel 1 zijn gemiddelden en standaarddeviaties weergegeven voor leeftijd, sekse, IQ-, angst-, BART-Y-, SRS- en 3di-scores.
Leeftijd en IQ waren zowel in de ASS-groep als in de controlegroep normaal verdeeld. Er bleken geen outliers te zijn. Om te toetsen of leeftijd en IQ niet significant verschilden tussen de ASS-groep en de controlegroep werd een MANOVA uitgevoerd. Aan de assumpties van multivariate normaliteit en homogeniteit van covariantiematrices werd voldaan. Met behulp van Pillai’s trace werd geen significant effect gevonden van groep op leeftijd en IQ, V = 0.10, F(2, 51) = 2.86, p = .07. Losse univariate ANOVAs (van de uitkomst variabelen) lieten een significant verschil tussen groepen zien in IQ, F(1, 52) = 4.18, p = .046, maar niet in leeftijd, F(1, 52) = 0.25, p = .71. IQ werd later als voorspeller meegenomen in de
Een Pearson’s Chi-kwadraattoets werd uitgevoerd om te controleren of de verhouding jongen/meisje in de ASS-groep en de controlegroep ongeveer gelijk waren. Hieruit bleek dat de verhouding jongen/meisje tussen beide groepen niet verschilde, χ2 (1) = .00, p = 1.00. Hierdoor kon er vanuit worden gegaan dat eventuele verschillen tussen de groepen op de afhankelijke variabele, i.e. risico-nemend gedrag, niet veroorzaakt werden door verschillen in sekse.
Een hiërarchische multipele regressie werd gebruikt om te toetsen of groep en angst risico-nemend gedrag voorspelden. Er werd voldaan aan de assumpties van
homoscedasticiteit en multicollineariteit. Groep werd toegevoegd in stap 1. Dit model
voorspelde 13.8% van de variantie in risico-nemend gedrag, F(1, 52) = 8.34, p = .006. Groep was hier een significante voorspeller van risico-nemend gedrag, p = .006 en een beta-waarde van 6.96. Dit betekent dat de ASS-groep lager scoorde op de BART-Y dan de controlegroep. In stap 2 werd IQ toegevoegd aan het model en hieruit bleek dat dit model in zijn geheel 14.6% van de variantie in risico-nemend gedrag verklaarde, F(2, 51) = 4.37, p = .018. IQ voorspelde 0.8% extra van de variantie in risico-nemend gedrag, R square change = 0.008,
F(1, 51) = .49, p = .49. IQ was geen significante voorspeller van risico-nemend gedrag. Nadat
angst aan het model werd toegevoegd in stap 3 bleek dat dit model in zijn geheel 14.7% van de variantie in risico-nemend gedrag verklaarde, F(3, 50) = 2.86, p = .046. Angst verklaarde 0.01% extra van de variantie in risico-nemend gedrag, R square change = 0.000, F(1, 50) = .01, p = .91. Angst was geen significante voorspeller van risico-nemend gedrag. Ten slotte werd in stap 4 de interactie Groep x Angst toegevoegd aan het model en bleek dit in zijn geheel 15.8% van de variantie in risico-nemend gedrag te verklaren, F(4, 49) = 2.29, p = .07. De interactie Groep x Angst voorspelde 1.1% extra van de variantie in risico-nemend gedrag,
R square change = 0.011, F(1, 49) = .64, p = 0.43. Groep x Angst had een hogere beta-waarde
(b = 0.20) dan angst (b = -0.20). In Tabel 2 staat het lineaire model van voorspellers van risico-nemend gedrag weergegeven.
Aanvullend werd de Bayes factor berekend om te toetsen welke hypothese het meest waarschijnlijk was wat betreft het effect van groep op risico-nemend gedrag werd de Bayes
factor berekend. Bayes factor gaf de voorkeur aan de alternatieve hypothese, B10= 7.50. Dit bevestigde dat groep een goede voorspeller was van risico-nemend gedrag. In Tabel 3 staat de input voor de calculator (http://pcl.missouri.edu/bf-reg) van de Bayes factor (Rouder & Morey, 2012).
Tabel 1
Gemiddelden en Standaarddeviaties van Leeftijd, Sekse, IQ-, SCARED-NL- en 3di-scores in de ASS en CG Groep. Variabelen ASS (N=27) M SD Range CG (N=27) M SD Range Leeftijd Sekse IQ SCARED-NL BART-Y SRS 3di SW 3di C 3di NC 3di RBB 14.09 1.36 13/14 103.67 15.04 39.67 19.02 29.15 9.78 95.41 23.81 15.98 4.29 12.20 3.24 7.94 3.07 4.52 2.39 11.91-16.69 81-138 16-86 14-51 49-166 10-24 6.50-18.50 2-14 1-10 14.31 1.23 13/14 111.08 13.78 10.78 7.85 36.11 7.83 14.69 7.50 12.24-16.61 92-145 1-25 9-50 1-33
Noot: ASS, Autisme Spectrum Stoornis Conditie; CG, Controlegroep; IQ, Totaalscore van het
IQ op de Verkorte WISC-III; SCARED-NL, Totale Angstscore op de SCARED-71-NL; BART-Y, risico-index van de BART-Y; SRS, Totaalscore op de SRS; 3di SW, Score op de Subschaal Sociale Wederkerigheid van de 3di; 3di C, Score op de Subschaal Communicatie
van de 3di; 3di NC, Score op de Subschaal Non-Verbale Communicatie; 3di RBB, Score op de Subschaal Beperkte/repetitieve Gedragingen en Interesses van de 3di.
Tabel 2
Lineaire Model van Voorspellers van Risico-nemend gedrag
Stap 1 b SE B ß R2 Change p Constant Groep 29.15 (25.73, 32.57) 6.96 (2.12, 11.80) 1.71 2.41 .37 .14 p < .001 p = .01 Stap 2 Constant Groep IQ 22.96 (4.91, 41.00) 6.48 (1.42, 11.54) 0.06 (-0.06, 0.27) 8.99 2.51 0.09 .35 .09 .01 p = .01 p = .01 p = .49 Stap 3 Constant Groep IQ Angst 22.52 (2.67, 42.36) 6.75 (-0.25, 13.75) 0.06 (-0.12, 0.24) 0.01 (-0.17, 0.19) 9.88 3.48 0.09 0.09 .36 .10 .02 .000 p = .03 p = .06 p = .49 p = .91 Stap 4
Constant Groep IQ Angst Groep x Angst 23.74 (3.58, 43.90) 8.79 (0.10, 17.47) 0.06 (-0.13, 0.24) -0.02 (-0.14, 0.19) 0.20 (-0.30, 0.69) 10.03 4.32 0.09 0.10 0.25 .47 .09 -.04 .19 0.01 p =.02 p = .05 p = .55 p = .84 p = .43 Tabel 3
Bayes Factor Calculator voor Lineaire Regressie
N p R2 Scale r
54 1 0.138 0.3535534
Noot: N, steekproefgrootte; p, het aantal covariaten; R2, onaangepaste R-kwadraat; Scale r, de schaal van de prior voor de effectgrootte; calculator van Rouder & Morey (2012) is gebruikt (http://pcl.missouri.edu/bf-reg), waarbij N, p en R2 moeten worden ingevoerd door de onderzoeker zodat de calculator Bayes factor berekent.
Exploratieve analyse
Om te controleren of angst wel verschilde tussen de ASS-groep en de controlegroep werd een onafhankelijke t-toets uitgevoerd. Er werd niet voldaan aan de assumptie van homogeniteit van varianties, F = 21.22, p < .001. De angst-variabele werd daarom
met getransformeerde angst-variabele bleek dat tieners met ASS (M = 6.13, SD = 1.49) gemiddeld significant hoger scoorden op de SCARED-NL dan tieners zonder ASS (M = 3.04, SD = 1.26), t(52) = 8.22 , p < .001, r = 0.57.
Om te controleren of er überhaupt wel sprake was van samenhang tussen de variabelen zijn de correlaties berekend. De risico-index van de BART-Y was geassocieerd met SRS, angst en de interactie Groep x Angst. Daarnaast waren SRS-scores geassocieerd met
SCARED-NL-scores, zie Tabel 4. Dit laatste betekent dat wanneer iemand een hogere mate van ASS-symptomen vertoonde, ook een hogere score had op de angstvragenlijst. Variabelen hingen dus wel samen.
Aangezien angst en interactie Groep x Angst geen significante voorspellers van risico-nemend gedrag waren, en angst wel verschilde tussen de groepen, werd gekeken naar
verschillende subschalen van angstscores als voorspeller van risico-nemend gedrag. Uit de literatuur kwam naar voren dat mensen met een angststoornis meer risico-vermijdend gedrag vertoonden dan mensen met een stemmingsstoornis of zonder stoornis (Maner et al., 2007). Binnen deze studie van Maner et al. (2007) bestond de onderzochte groep deelnemers voornamelijk uit mensen met een gegeneraliseerde angststoornis, paniekstoornis en sociale angst. Op basis hiervan werd in de huidige studie exploratief gekeken naar de subschalen gegeneraliseerde angststoornis, paniekstoornis en sociale fobie van de SCARED-NL. Deze bleken echter alle drie geen significante voorspellers van risico-nemend gedrag.
Tabel 4
Correlaties tussen Risico-index en Groep, IQ, Angstscores en de Interactie Groep x Angst.
Variabelen Risico-index r p SCARED-NL r p SRS IQ SCARED-NL Groep x Angst -0.37 p = .01 0.19 p = .09 -0.27 p = .02 -0.23 p = .04 -0.27 p < .05
Noot: ASS, Autisme Spectrum Stoornis Conditie; CG, Controlegroep; IQ, Totaalscore van het
IQ op de Verkorte WISC-III; SCARED-NL, Totale Angstscore op de SCARED-71-NL; Groep x Angst, de interactie tussen groep en angstscores.
Discussie
In de huidige studie werd risico-nemend gedrag onderzocht bij tieners met en zonder ASS. Er werd onderzocht of groep (wel of geen ASS) en angst goede voorspellers waren van risico-nemend gedrag bij tieners. Op basis van eerder onderzoek was de hypothese dat ASS een negatieve invloed zou hebben op risico-nemend gedrag. Inderdaad bleken tieners met ASS minder risico-nemend gedrag te vertonen dan tieners zonder ASS. Daarnaast was het de verwachting dat angst deze relatie als moderator negatief zou beïnvloeden. Dit bleek niet, tieners met ASS en een hoge mate van angst vertoonden niet minder risico-nemend gedrag dan tieners zonder ASS en angstsymptomen. De resultaten waren niet geheel in
overeenstemming met de literatuur.
De bevinding dat tieners met ASS minder risico-nemend gedrag vertoonden dan tieners zonder ASS, geeft aan dat ASS het proces van beslissingen maken beïnvloedt bij
tieners. Deze bevinding was in tegenstelling met de studie van South et al. (2011). Dit geeft evidentie voor het idee dat de gebruikte taak om risico-nemend gedrag te meten in hun studie geen goede maat was om risico-nemend gedrag te meten.
Vanuit de sociaal-cognitieve theorie wordt voorspeld dat tieners met ASS minder risico-nemend gedrag vertonen, omdat zij minder sociale motivatie hebben om zulk gedrag te vertonen (Chamberlain et al., 2007; Figner & Weber, 2011; Gardner & Steinberg, 2005). In de huidige studie werd, zoals eerdergenoemd, geobserveerd dat tieners met ASS minder risico-nemend gedrag vertoonden dan tieners zonder ASS en geeft daarmee evidentie voor deze theorie.
Dat angst geen invloed uitoefende op risico-nemend gedrag was onverwacht, vanwege eerder onderzoek dat uitwees dat angst geassocieerd was met risico-vermijdend gedrag
(Giorgetta et al., 2012; Maner et al., 2007). Desondanks was er wel een groot verschil in angst tussen tieners met en zonder ASS. Tieners met ASS vertoonden meer angstsymptomen dan tieners zonder ASS. Tevens werd er een samenhang gevonden tussen angst en risico-nemend gedrag, waarbij een hogere mate van angst samenhing met een lagere mate van risico-nemend gedrag. Toch werd een daadwerkelijke invloed van angst op risico-nemend gedrag niet
gevonden. Het lijkt er dus op dat een dimensionale maat van angst niet sterk genoeg is. Literatuur laat dezelfde negatieve associatie zien als deze studie, maar laat daarnaast ook zien dat er pas sprake is van een negatief verband tussen angst en risico-nemend gedrag wanneer het gaat om angst in de vorm van klinische angststoornissen (Maner et al., 2007).
De bevinding dat het interactie-effect van groep en angst geen invloed uitoefende op risico-nemend gedrag was onverwacht en in tegenstelling met de literatuur. Ondanks dat er een samenhang werd gevonden tussen de interactie groep en angst, was angst in deze steekproef dus geen moderator van risico-nemend bij de tieners. Voortbordurend op bovenstaande opmerking die hier ook van toepassing is, werden er naast het ontbreken van klinische angststoornissen, ook geen tieners uitgesloten die eventueel al waren behandeld
voor hun angstsymptomen. Het is mogelijk dat sommige tieners met ASS behandeld zijn voor angst, waardoor de angstsymptomen minder invloed konden uitoefenen op risico-nemend gedrag. Een beperking van dit onderzoek is dan ook het ontbreken van een groep tieners met een klinische angststoornis. Vervolgonderzoek zou tieners met een klinische angststoornis kunnen includeren. Wellicht wordt er door toevoeging van deze pathologische angst wel een effect gevonden van angst op risico-nemend gedrag en van de interactie ASS en angst op risico-nemend gedrag (Maner et al., 2007).
Intelligentie bleek geen voorspeller van risico-nemend gedrag bij tieners met en zonder ASS. Dit was in tegenstelling met de literatuur, waarin werd gesteld dat tieners met ASS en een hoger IQ meer risico-nemend gedrag vertoonden dan tieners met ASS en een lager IQ (South et al., 2011). Op basis van een studie waarin werd gevonden dat mensen met ASS slechter presteren op dorsolaterale prefrontale cortex taken (taken waarin het maken van beslissingen wordt getest; Ernst et al., 2002) dan mensen zonder ASS en omdat deze taken geassocieerd waren met intelligentieniveau hadden South et al. (2011) intelligentie
meegenomen in hun studie (Loveland, Bachevalier, Pearson & Lane, 2008;). Echter
bestonden de gebruikte dorsolaterale preforntale cortex taken uit bovenstaande studie niet uit de IGT of BART als maat voor risico-nemend gedrag. Dit kan suggereren dat de associatie tussen intelligentieniveau en dorsolaterale prefrontale cortex taken niet opgaat voor de risico-nemend gedrag, gemeten met de BART. Deze gedachte komt overeen met eerder onderzoek, waarin werd aangetoond dat intelligentie niet gecorreleerd was met risico’s nemen op de BART (Lejuez et al., 2002). Ten slotte werd bij mensen zonder ASS ook geen relatie gevonden tussen intelligentie en risico-nemend gedrag (Deakin, Aitken, Robbins, Sahakian, 2004). Gezien het intelligentieniveau van de tieners in de huidige studie zijn de bevindingen mogelijk minder goed te generaliseren naar tieners met een lager intelligentieniveau.
De huidige studie geeft antwoord op de vraag of ASS en angst invloed hebben op risico-nemend gedrag bij tieners. ASS is een negatieve voorspeller van risico-nemend gedrag
en dit suggereert evidentie voor de sociaal-cognitieve theorie. Vervolgonderzoek is nodig om deze theorie nog verder te toetsen, bijvoorbeeld om te toetsen of tieners met ASS minder risico’s nemen, omdat zij minder tijd doorbrengen met hun leeftijdsgenoten. Daarnaast is het vanwege de hoge prevalentie van angststoornissen bij tieners met ASS noodzakelijk om de invloed van angst op risico-nemend gedrag nog beter te onderzoeken. Wellicht kunnen er op deze manier ideeën of behandelingen ontwikkeld worden die ervoor zorgen dat tieners met ASS toch ook de voordelen van risico-nemend gedrag ervaren.
Referenties
American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statistical manual of mental
disorders (DSM-5). Washington: American Psychiatric Association
Bachevalier, J., & Loveland, K. A. (2006). The orbitofrontal–amygdala circuit and self-regulation of social–emotional behavior in autism. Neuroscience & Biobehavioral
Reviews, 30(1), 97-117. doi:10.1016/j.neubiorev.2005.07.002
Baron-Cohen, S. (2002). Is Asperger syndrome necessarily viewed as a disability?. Focus on
Autism and other Developmental Disabilities, 17(3), 186-191.
doi:10.1177/10883576020170030801
Bechara, A., Damasio, H., Damasio, A. R., & Lee, G. P. (1999). Different contributions of the human amygdala and ventromedial prefrontal cortex to decision-making. The Journal
of Neuroscience, 19(13), 5473-5481. doi:0270-6474/99/195473-09$05.00/0
Berthoz, S., & Hill, E. L. (2005). The validity of using self-reports to assess emotion regulation abilities in adults with autism spectrum disorder. European Psychiatry,
20(3), 291-298. doi:10.1016/j.eurpsy.2004.06.013
Birmaher, B., Khetarpal, S., Brent, D., Cully, M., Balach, L., Kaufman, J., & Neer, S. M. (1997). The screen for child anxiety related emotional disorders (SCARED): Scale
construction and psychometric characteristics. Journal of the American Academy of
Child & Adolescent Psychiatry, 36(4), 545-553.
doi:10.1097/00004583-199704000-00018
Bishop, S., Duncan, J., Brett, M., & Lawrence, A. D. (2004). Prefrontal cortical function and anxiety: controlling attention to threat-related stimuli. Nature Neuroscience, 7(2), 184-188. doi:10.1038/nn1173
Blakemore, S. J., Burnett, S., & Dahl, R. E. (2010). The role of puberty in the developing adolescent brain. Human Brain Mapping, 31(6), 926-933. doi:10.1002/hbm.21052 Bodden, D. H. M., Bögels, S. M., & Muris, P. (2009). The diagnostic utility of the Screen for
Child Anxiety Related Emotional Disorders-71 (SCARED-71). Behavioral Research
and Therapy, 47, 418-425. doi:10.1016/j.brat.2009.01.015
Buelow, M. T., & Blaine, A. L. (2015). The assessment of risky decision making: A factor analysis of performance on the Iowa Gambling Task, Balloon Analogue Risk Task, and Columbia Card Task. Psychological Assessment, 27(3), 777.
doi:10.1037/a0038622
Chamberlain, B., Kasari, C., & Rotheram-Fuller, E. (2007). Involvement or isolation? The social networks of children with autism in regular classrooms. Journal of Autism and
Developmental Disorders, 37(2), 230-242.
Crone, E. A., & Dahl, R. E. (2012). Understanding adolescence as a period of social–affective engagement and goal flexibility. Nature Reviews Neuroscience, 13(9), 636-650. doi:10.1038/nrn3313
Dahl, R. (2011). Understanding the risky business of adolescence. Neuron, 69(5), 837-839. doi:10.1016/j.neuron.2011.02.036
Deakin, J., Aitken, M., Robbins, T., & Sahakian, B. J. (2004). Risk taking during decision-making in normal volunteers changes with age. Journal of the International
de Bruin, E. I., Ferdinand, R. F., Meester, S., de Nijs, P. F., & Verheij, F. (2007). High rates of psychiatric co-morbidity in PDD-NOS. Journal of Autism and Developmental
Disorders, 37(5), 877-886. doi:10.1007/s10803-006-0215-x
de Visser, L., Van der Knaap, L. J., Van de Loo, A. J. A. E., Van der Weerd, C. M. M., Ohl, F., & Van Den Bos, R. (2010). Trait anxiety affects decision-making differently in healthy men and women: towards gender-specific endophenotypes of anxiety.
Neuropsychologia, 48(6), 1598-1606. doi:10.1016/j.neuropsychologia.2010.01.027
Ernst, M., Bolla, K., Mouratidis, M., Contoreggi, C., Matochik, J. A., Kurian, V., ... & London, E. D. (2002). Decision-making in a risk-taking task: a PET Study.
Neuropsychopharmacology, 26, 682–691. doi:10.1016/S0893-133X(01)00414-6
Ernst, M., Pine, D. S., & Hardin, M. (2006). Triadic model of the neurobiology of motivated behavior in adolescence. Psychological Medicine, 36(03), 299-312.
doi:10.1017/S0033291705005891
Figner, B., & Weber, E. U. (2011). Who takes risks when and why? Determinants of risk taking. Current Directions in Psychological Science, 20(4), 211-216.
Gardner, M., & Steinberg, L. (2005). Peer influence on risk taking, risk preference, and risky decision making in adolescence and adulthood: an experimental study. Developmental
psychology, 41(4), 625. doi:10.1037/0012-1649.41.4.625
George, L. K., Blazer, D. G., Hughes, D. C., & Fowler, N. (1989). Social support and the outcome of major depression. The British Journal of Psychiatry, 154(4), 478-485. doi:10.1192/bjp.154.4.478
Giorgetta, C., Grecucci, A., Zuanon, S., Perini, L., Balestrieri, M., Bonini, N., Sanfey, A. G., & Brambilla, P. (2012). Reduced risk-taking behavior as a trait feature of anxiety.
Emotion, 12(6), 1373. doi:10.1037/a0029119
Gullone, E., & Moore, S. (2000). Adolescent risk-taking and the five-factor model of personality. Journal of Adolescence, 23(4), 393-407. doi:10.1006/jado.2000.0327
Holahan, C. J., & Moos, R. H. (1981). Social support and psychological distress: a longitudinal analysis. Journal of Abnormal Psychology, 90(4), 365.
doi:10.1.1.380.1738
Johnson, S. A., Yechiam, E., Murphy, R. R., Queller, S., & Stout, J. C. (2006). Motivational processes and autonomic responsivity in Asperger's disorder: Evidence from the Iowa Gambling Task. Journal of the International Neuropsychological Society, 12(05), 668-676. doi:10.1017/S1355617706060802
Kort, W., Schittekatte, M., Dekker, P. H., Verhaeghe, P., Compaan, E. L., Bosmans, M., & Vermeir, G. (2005). WISC-IIINL Wechsler Intelligence Scale for Children. David
Wechsler. Derde Editie NL. Handleiding en Verantwoording (pp. 48-66). Amsterdam:
Harcourt Test Publishers/NIP Dienstencentrum.
Krmpotich, T., Mikulich-Gilbertson, S., Sakai, J., Thompson, L., Banich, M. T., & Tanabe, J. (2015). Impaired decision-making, higher impulsivity, and drug severity in substance dependence and pathological gambling. Journal of Addiction Medicine, 9(4), 273-280. doi:10.1097/ADM.0000000000000129
Legerstee, J. S., van der Reijden-Lakeman, I. A., Lechner-van der Noort, M. G., & Ferdinand, R. F. (2004). Bruikbaarheid verkorte versie WISC-RN in de kinderpsychiatrie. Kind
en Adolescent, 25(4), 178-182. doi:10.1007/BF03060926
Lejuez, C. W., Aklin, W., Daughters, S., Zvolensky, M., Kahler, C., & Gwadz, M. (2007). Reliability and validity of the youth version of the Balloon Analogue Risk Task (BART–Y) in the assessment of risk-taking behavior among inner-city adolescents.
Journal of Clinical Child and Adolescent Psychology, 36(1), 106-111.
doi:10.1080/15374410709336573
Lejuez, C. W., Read, J. P., Kahler, C. W., Richards, J.B., Ramsey, S. E., Stuart, L. G., ...R. A., Brown (2002). Evaluation of a behavioral mea- sure of risk-taking: The Balloon
Analogue Risk Task (BART). Journal of Experimental Psychology: Applied, 8, 75– 84. doi:10.1037//1076-898X.8.2.75
Lord, C., Risi, S., Lambrecht, L., Cook, E. H., Leventhal, B. L., DiLavore, P., ...Rutter, M. (2000). The autism diagnostic observation schedule-generic: A standard measure of social and communication deficits associated with the spectrum of autism. Journal of
Autism and Developmental Disorders, 30, 205–223. doi:10.1023/A:1005592401947
Loveland, K. A., Bachevalier, J., Pearson, D. A., & Lane, D. M. (2008). Fronto-limbic functioning in children and adolescents with and without autism. Neuropsychologia,
46(1), 49-62. doi:10.1016/j.neuropsychologia.2007.08.017
Luke, L., Clare, I. C., Ring, H., Redley, M., & Watson, P. (2012). Decision-making difficulties experienced by adults with autism spectrum conditions. Autism, 16(6), 612-621. doi:10.1177/1362361311415876
Maner, J. K., & Gerend, M. A. (2007). Motivationally selective risk judgments: Do fear and curiosity boost the boons or the banes?. Organizational Behavior and Human
Decision Processes, 103(2), 256-267. doi:10.1016/j.obhdp.2006.08.002
Maner, J. K., Richey, J. A., Cromer, K., Mallott, M., Lejuez, C. W., Joiner, T. E., & Schmidt, N. B. (2007). Dispositional anxiety and risk-avoidant decision-making. Personality
and Individual Differences, 42(4), 665-675. doi:10.1016/j.paid.2006.08.016.
Maner, J. K., & Schmidt, N. B. (2006). The role of risk avoidance in anxiety. Behavior
Therapy, 37(2), 181-189. doi:10.1016/j.beth.2005.11.003
Mattila, M. L., Hurtig, T., Haapsamo, H., Jussila, K., Kuusikko-Gauffin, S., Kielinen, M., ... & Pauls, D. L. (2010). Comorbid psychiatric disorders associated with Asperger syndrome/high-functioning autism: A community-and clinic-based study. Journal of
Autism and Developmental Disorders, 40(9), 1080-1093.
Muris, P., Bodden, D., Hale, W., Birmaher, B. & Mayer, B. (2007). SCARED-NL.
gereviseerde Nederlandse versie van de Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders. Amsterdam: Boom test uitgevers.
Mussey, J. L., Travers, B. G., Klinger, L. G., & Klinger, M. R. (2015). Decision‐Making Skills in ASD: Performance on the Iowa Gambling Task. Autism Research, 8(1), 105-114. doi:10.1002/aur.1429
Roeyers, H., Thys, M., Druart, C., De Schryver, M., & Schittekatte, M. (2011). SRS:
Screeningslijst voor autismespectrum stoornissen. Amsterdam: Hogrefe.
Rouder, J. N., Speckman, P. L., Sun, D., Morey, R. D., & Iverson, G. (2009). Bayesian t tests for accepting and rejecting the null hypothesis. Psychonomic bulletin & review, 16(2), 225-237. doi:10.3758/PBR.16.2.225
Rouder, J. N., & Morey, R. D. (2012). Default Bayes factors for model selection in regression. Multivariate Behavioral Research, 47(6), 877-903.
doi:10.1080/00273171.2012.734737
Skuse, D., Warrington, R., Bishop, D., Chowdhury, U., Lau, J., Mandy, W., & Place, M. (2004). The developmental, dimensional and diagnostic interview (3di): A novel computerized assessment for autism spectrum disorders. Journal of the American
Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 43(5), 548-558.
doi:10.1097/01.chi.0000117041.35450.2d
Smoski, M. J., Lynch, T. R., Rosenthal, M. Z., Cheavens, J. S., Chapman, A. L., & Krishnan, R. R. (2008). Decision-making and risk aversion among depressive adults. Journal of
Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 39(4), 567-576.
doi:10.1016/j.jbtep.2008.01.004
South, M., Chamberlain, P. D., Wigham, S., Newton, T., Le Couteur, A., McConachie, H., Gray, L., Freeston, M., Parr, J., Kirwan, C. B., & Rodgers, J. (2014). Enhanced decision making and risk avoidance in high-functioning autism spectrum disorder.
South, M., Dana, J., White, S. E., & Crowley, M. J. (2011). Failure is not an option: Risk-taking is moderated by anxiety and also by cognitive ability in children and adolescents diagnosed with an autism spectrum disorder. Journal of Autism and
Developmental Disorders, 41(1), 55-65. doi:10.1007/s10803-010-1021-z
Spielberg, J. M., Olino, T. M., Forbes, E. E., & Dahl, R. E. (2014). Exciting fear in adolescence: does pubertal development alter threat processing?. Developmental
Cognitive Neuroscience, 8, 86-95. doi:10.1016/j.dcn.2014.01.004
Steinberg, L. (2007). Risk taking in adolescence new perspectives from brain and behavioral science. Current Directions in Psychological Science, 16(2), 55-59.
doi:10.1111/j.1467-8721.2007.00475.x
Steinberg, L. (2004). Risk taking in adolescence: what changes, and why?. Annals of the New
York Academy of Sciences, 1021(1), 51-58. doi:10.1196/annals.1308.005
Steinberg, L. (2008). A social neuroscience perspective on adolescent risk-taking.
Developmental Review, 28(1), 78-106. doi:10.1016/j.dr.2007.08.002
Steinberg, L., & Cauffman, E. (1996). Maturity of judgment in adolescence: Psychosocial factors in adolescent decision making. Law and Human Behavior, 20(3), 249. Visser, K., Greaves-Lord, K., Tick, N. T., Verhulst, F. C., Maras, A., & van der Vegt, E. J.
(2015). Study protocol: a randomized controlled trial investigating the effects of a psychosexual training program for adolescents with autism spectrum disorder. BMC
Psychiatry, 15(1), 207. doi:10.1186/s12888-015-0586-7
Willoughby, T., Good, M., Adachi, P. J., Hamza, C., & Tavernier, R. (2013). Examining the link between adolescent brain development and risk taking from a social–
developmental perspective. Brain and Cognition, 83(3), 315-323. doi:10.1016/j.bandc.2013.09.008
Yang, Z., Saini, R., & Freling, T. (2015). How anxiety leads to suboptimal decisions under risky choice situations. Risk Analysis, 35(10), 1789-1800. doi: 10.1111/risa.12343
Zalla, T., Labruyere, N., & Georgieff, N. (2006). Goal-Directed Action Representation in Autism. Journal of Autism and Developmental Disorders, 36(4), 527-540.
doi:10.1007/s10803-006-0092-3
Zhang, L., Wang, K., Zhu, C., Yu, F., & Chen, X. (2015). Trait Anxiety Has Effect on Decision Making under Ambiguity but Not Decision Making under Risk. PloS one,
