De invloed van ingeschatte behandelconditie op aandachtsmodificatietraining

De Invloed van Ingeschatte Behandelconditie op

Aandachtsmodificatietraining

Carina Post

Studentnummer: 6058922

Masterthese Klinische Ontwikkelingspsychologie

Datum: 05/07/2015

Begeleider: E. L. de Voogd

Tweede Beoordelaar: M. Maric

1

Inhoudsopgave

Abstract 2

Ingeschatte Behandelconditie en Aandachtsmodificatietraining 3

Methoden 6 Deelnemers 6 Materialen 6 1. Meting Aandachtsbias 6 2. Aandachtsmodificatietraining 7 3. Placebotraining 7 4. Angst 7 5. Depressie 7

6. Evaluatielijst: Inschatting Conditie, Motivatie en Taakgerichtheid 7

Procedure 8 Resultaten 10 Kenmerken Groepen 10 Aandachtsbias 10 1. Exclusie 10 2. Verandering in Aandachtsbias 11 Inschatting Behandeling 12 Motivatie en Taakgerichtheid 12

Inschatting Behandeling en Verwachte Effectiviteit 14

Discussie 15

Referenties 18

Bijlage 21

1. Visual Search Task, Aandachtsmodificatietraining 21

2. Visual Search Task, Placebotraining 21

2

Abstract

De invloed van de inschatting of er wel of niet een werkelijke training is ontvangen op het succes van aandachtsmodificatietraining is onderzocht. Het effect van motivatie en taakgerichtheid op trainingssucces werd eveneens bekeken. De 94 jongeren die deelnamen vielen onder een risicogroep voor de ontwikkeling van angst en/of depressie. Zij ontvingen een aandachtsmodificatietraining, een placebotraining of geen training. De trainingen waren verdeeld over acht online sessies die thuis plaatsvonden. Ondanks dat alle groepen een afname van een aandachtsbias voor negatieve informatie lieten zien, was de grootste verbetering te zien bij de groep die de echte aandachtsmodificatietraining had ontvangen. De inschatting dat er wel of geen echte training was ontvangen en ook motivatie en taakgerichtheid hadden geen invloed op dit succes.

3

Ingeschatte Behandelconditie en Aandachtsmodificatietraining

Verschillende mensen kunnen een zelfde situatie totaal anders beleven. Bijvoorbeeld bij een jungletocht kan de één volop genieten van de prachtige natuur en kan een ander in ieder brekend takje of bewegend bosje een gevaarlijk dier herkennen. Waarschijnlijk is de eerste persoon ontspannen en verkeert de tweede persoon in angstige spanning. Attentional Bias Modification (ABM, ofwel aandachtsmodificatietraining) is een trainingsmethode waar volop onderzoek naar wordt gedaan en die zich richt op verschillen in informatieverwerkingsprocessen zoals deze ook te zien zijn in het voorbeeld van de jungletocht. Er zijn verschillende vormen van ABM behandelingen, maar ze hebben gemeenschappelijk dat patronen van selectieve aandacht voor bedreigende informatie zouden moeten worden aangepast. Deze selectieve aandacht kan een rol spelen bij de ontwikkeling of het voortduren van psychopathologische problemen, waarvan angsten het belangrijkste probleemgebied vormen (Clarke, Notebaert & MacLeod, 2014). Tot nu toe zijn er hoopgevende resultaten geboekt met ABM, met name bij volwassenen (MacLeod & Mathews, 2012). Bij jeugdigen staat het onderzoek naar ABM als angsttherapie, en zeker als angstpreventie, nog in de kinderschoenen en zijn de resultaten tegenstrijdiger. Succesvolle behandeling zou echter juist in deze groep van groot belang zijn, aangezien angststoornissen behoren tot de meest voorkomende vormen van psychopathologie onder jongeren (Costello, Mustillo, Erkanli, Keeler & Angold, 2003; Kashani & Orvaschel, 1988). Bovendien kennen veel van de angststoornissen in de volwassenheid een oorsprong in de adolescentie (Last, Perrin, Hersen & Kazdin, 1996). Als ABM als preventie voor angst kan worden ingezet kan dit dus veel leed besparen. Hiervoor moet echter goed worden onderzocht onder welke omstandigheden ABM wel en niet effectief is. Aangezien aandachtsmodificatie bij kinderen niet altijd succesvol was, is het mogelijk dat onbedoelde factoren als verwachtingen van trainingen, taaksetting, motivatie en taakgerichtheid hun invloed op de trainingen uitoefenen. De aan- of afwezigheid van deze factoren kunnen mogelijk de inconsistente resultaten van ABM training tot nu toe verklaren.

Het doel van ABM is om aandachtspatronen aan te passen. De aandachtsbias voor negatieve informatie waar ABM op inspeelt, houdt in dat angstigen geneigd zijn om excessief veel aandacht te besteden aan informatie over gevaar en kwetsbaarheid (zie reviews van Bar-Haim, Lamy, Pergamin, Bakermans-Kranenburg & Van IJzendoorn, 2007; Cisler & Koster, 2010). Een ABM training past deze selectieve aandacht aan en er wordt geprobeerd daarmee ook angstniveaus te verlagen. De meest gebruikte ABM taak is de dot probe taak (MacLeod Mathews & Tata, 1986). Hierbij wordt er op één helft van een computerscherm een bedreigende stimulus getoond en op de andere helft een neutrale stimulus. Dit kunnen woorden of plaatjes zijn. Wanneer deze zijn verdwenen, verschijnt op één van de helften van het computerscherm een target, welke snel en accuraat moet worden geïdentificeerd. Het idee is dat afhankelijk van de locatie van deze target aan de neutrale of bedreigende kant, een aandachtsbias voor negatieve informatie wordt aan- of afgeleerd. In het huidige onderzoek werd echter gebruik gemaakt van het nog minder onderzochte visual search paradigma (Dandeneau & Baldwin, 2004) als ABM training. Deelnemers moeten hierbij zo snel mogelijk in een matrix van zestien foto’s van vijftien negatieve emoties op zoek gaan naar één positieve gezichtsuitdrukking. Het doel is hierbij ook dat een aandachtsbias voor negatieve informatie afneemt. Deze training heeft als belangrijk voordeel dat niet alleen wordt geleerd aandacht weg te leiden bij een negatieve stimulus vandaan, maar ook naar een positieve stimulus toe. Bovendien hebben deelnemers aangegeven de meer gebruikelijke dot probe taak saai te vinden. (Beard, Weisberg & Primack, 2011). Zeker bij kinderen zou dit een belangrijke factor kunnen zijn om een training wel of niet te voltooien.

MacLeod, Rutherford, Campbell, Ebsworthy en Holker (2002) waren de eersten die succesvol een ABM training aanboden. Zij demonstreerden dat een aandachtsbias voor dreigende informatie kan worden gecreëerd en dat dit een direct effect heeft op emotionele kwetsbaarheid. Bij dit onderzoek lukte het een aandachtsbias voor negatieve informatie aan of af te leren met behulp van een dot probe taak. Bij volwassenen is inmiddels ook in andere randomnized controlled onderzoeken, bij zowel klinische als subklinische populaties, aangetoond dat angst middels deze training kan afnemen (bijvoorbeeld Amir,

4

Beard, Burns & Bomyea, 2009; Amir, Weber, Beard, Bomyea & Taylor, 2008; Hakamata et al., 2010). Bij klinisch angstige populaties ging het hier om gegeneraliseerde angststoornissen en sociale angst. Bij andere specifieke fobieën zijn er weinig tot geen effecten gevonden van ABM training (Harris & Menzies, 1998; Reese, McNally, Najmi & Amir., 2010; Van Bockstaele et al., 2011b). Er zijn meer studies gedaan waarbij therapeutisch succes niet werd bereikt, maar in deze onderzoeken was ook de aandachtsmodificatie mislukt (Boettcher et al., 2013; Boettcher, Berger & Renneberg, 2012; Bunnell, Beidel & Mesa, 2013; Calbring et al., 2012; Emmelkamp, 2012; Neubauer et al., 2013). Uitgaande van de theorie achter ABM is het dan juist in lijn met de verwachting dat angst in deze studies niet afnam (Clarke et al., 2014). De vraag die deze onderzoeken dus oproepen is waarom aandachtsmodificatie mislukte en niet waarom ABM niet voor angstvermindering zorgde.

Uit voorgaande is te concluderen dat ABM bij volwassen als hoopgevende behandeling kan worden aangemerkt en dat het in vrijwel alle studies voor angstvermindering zorgt, mits de aandachtsmodificatie succesvol is en het niet om een specifieke fobie gaat anders dan sociale angst. Dit wil echter niet noodzakelijk zeggen dat dit bij jeugdigen ook het geval is en dat ABM onder dezelfde omstandigheden effectief is. Een aandachtsbias voor negatieve informatie is wel al gevonden bij kinderen (zie review Puliafico & Kendall, 2006). Daarnaast zijn er enkele onderzoeken gedaan naar de effectiviteit van ABM bij kinderen. Eldar, Ricon en Bar-Haim (2008) onderzochten voor het eerst bij kinderen zonder angstklachten of selectieve aandacht van of naar dreiginggerelateerde informatie kan worden getraind. Het lukte hen om aandacht zo aan te passen dat er een aandachtsbias voor negatieve informatie ontstond bij kinderen. De Voogd, Wiers, Prins en Salemnink (2014) lieten zien dat deze bias eveneens kan worden afgeleerd. Bij subklinisch en klinisch angstige kinderen is het ook gelukt om een negatieve aandachtsbias af te leren en daarbij angst te verminderen (Cowart & Ollendick, 2011; Eldar et al., 2012; Rozenman, Weersing & Amir, 2011; Waters, Pittaway, Mogg, Bradley, & Pine, 2013). De onderzoeken met controlegroep hadden wel overwegend minder positieve resultaten dan de onderzoeken zonder controlegroep. Opvallend was ook dat ondanks dat de aandachtsmodificatie niet altijd succesvol was, er wel sprake was van angstvermindering. Dit kan wijzen op een resultaat dat deels te danken is aan verwachtingseffecten. Wanneer men verwacht hulp te ontvangen, kan dit op zichzelf al voor klachtenvermindering zorgen en daarmee het effect van een training vergroten, ondanks dat het trainingsmechanisme niet werkzaam is geweest. Het kwam echter ook voor dat angstvermindering door clinici werd gerapporteerd, maar niet op zelfrapportage Hier kan juist een gebrek aan vertrouwen in de trainingen voor het uitblijven van een zelfwaargenomen angstvermindering hebben gezorgd. Verwachtingseffecten zouden dus zowel in positieve als in negatieve zin hun invloed kunnen uitoefenen op ABM.

Een verwachtingeffect zoals de inschatting die wordt gemaakt dat een training wel of niet effect zal hebben, zou nog belangrijker kunnen zijn bij een preventietraining. Men zou bij een gebrek aan lijdensdruk, zoals bij een preventie het geval is, eerder geneigd kunnen zijn minder actief mee te doen wanneer de verwachting toch al laag is. Naar ABM als preventie van angst bij kinderen is nog nauwelijks onderzoek gedaan. Sportel, De Hullu, De Jong en Nauta (2013) vonden inconsistente resultaten op aandachtsbias in hun preventieonderzoek. Er was wel een tendens te zien van een afname van sociale angstklachten. Opmerkelijk was dat deelnemers in dit onderzoek niet altijd aan alle sessies hadden meegedaan. Er kan verondersteld worden dat men meer gemotiveerd en taakgericht is wanneer men verwacht iets aan een training te hebben en dat omgekeerd, door het idee dat er geen behandeling wordt gegeven taakgerichtheid en motivatie kunnen verminderen (Clarke et al., 2014). Dit wordt onderbouwt door een ander preventieonderzoek, waarin overigens niet angst maar gedragsproblemen werden aangepakt. In deze studie bleek de motivatie om mee te werken belangrijker te zijn voor klachtenvermindering dan de soort hulp die geboden werd (Biehal, 2008).

Er zou specifiek bij ABM meer ruimte kunnen zijn voor de werking van verwachtingseffecten, motivatie en taakgerichtheid op de effectiviteit van de behandeling, omdat een kenmerk van ABM is dat er een minimaal verschil is tussen behandel- en controleconditie. In de twee condities moet namelijk eenzelfde taak worden gedaan, die even lang duurt. Het enige verschil is ofwel dat in de behandelconditie

5

emotioneel geladen stimuli worden getoond en in de controleconditie neutrale stimuli, ofwel dat er in beide condities dezelfde stimuli worden getoond en alleen de target afhankelijk van conditie ergens anders verschijnt. Door deze gelijkenis is het waarschijnlijk dat deelnemers zich er niet van bewust zijn of ze wel of niet een actieve interventie ontvangen en eigen verwachting kan dan een rol gaan spelen. Dat de ontvangen training moeilijk is in te schatten wordt bevestigd door een onderzoek van Amir en collega’s (2009). Zowel personen met als zonder behandeling dachten merendeels geen behandeling te ontvangen. Hoewel je zou kunnen zeggen dat deelnemers in dit onderzoek er niet zeker van leken te zijn of zij iets aan de training zouden hebben, was de behandeling toch effectief. De trainingseffecten waren hier van groter belang dan de verwachtingseffecten. Echter, in een onderzoek van Kruijt, Putman en Van der Does (2013) had de mate waarin deelnemers er zeker van waren dat zij een ABM training ontvingen wel invloed op de mate waarin aandachtsbias verminderde bij vertoon van nieuwe stimuli. Er lijkt hier dus wel een zekere sprake van invloed van verwachtingseffecten te zijn geweest.

In het huidige onderzoek konden inschatting een effectieve training te ontvangen, motivatie en taakgerichtheid in het bijzonder belangrijk zijn, omdat het om een thuistraining gaat. Bij een thuistraining mist de formaliteit van een labomgeving, welke kan bijdragen aan taakgerichtheid en motivatie (Clarke et al., 2014). Aangezien deelnemers aan ABM trainingen in eerdere onderzoeken vaak dachten geen training te ontvangen wanneer dit wel het geval was, zou dit bij een verminderde controle voor minder actieve deelname kunnen zorgen. Minder actieve deelname kan vervolgens weer voor een verminderde effectiviteit van de training zorgen. Er is echter nog maar zeer weinig bekend over de invloed van verwachtingseffecten bij ABM, zeker bij een jongerenpopulatie. De huidige ABM preventietraining richtte zich op jongeren met een verhoogd risico op de ontwikkeling van angst en/of depressie. Voor deze doelgroep is gekozen, omdat het bij een gehele afwezigheid van klachten niet waarschijnlijk zou zijn dat er sprake was van een bias voor negatieve informatie. Deze kon dan ook niet of nauwelijks verminderd worden middels training. Bij de deelnemende jongeren is in acht trainingsessies geprobeerd hun bias voor negatieve informatie te verminderen. In de studie is onderzocht wat het effect is van ingeschatte behandelconditie op de effectiviteit van een ABM preventietraining. Een voorwaarde hiervoor is dat de training effectief was in het verminderen van een bias voor negatieve informatie. Dit is dan ook de eerste verwachting. Daarbij werd er ook verwacht dat de ABM training effectiever zou zijn in het verminderen van een bias voor negatieve informatie wanneer er werd ingeschat dat de actieve behandeling was ontvangen. Exploratief is er gekeken of er bij een inschatting dat men een behandeling ontvangt ook wordt verwacht dat deze effectief zal zijn. Aangezien motivatie en taakgerichtheid nauw lijken samen te hangen met verwachtingseffecten van een training zal ook exploratief worden gekeken naar de invloed van deze factoren op de effectiviteit van ABM.

6

Methoden

Deelnemers

Verschillende middelbare scholen zijn benaderd met de vraag of zij hun leerlingen wilden laten deelnemen aan een preventieonderzoek voor depressie en angst. Het ging hierbij om middelbare scholen van minimaal VMBO niveau. Deelnemers vielen dus in de leeftijdsrange van 11 tot en met 18 jaar. Bij een akkoord van de school is een passief informed consent van de ouders gevraagd voor de screening. Aan de ouders van geselecteerde leerlingen is vervolgens een actief informed consent gevraagd voor deelname aan de trainingen. Leerlingen werden hierbij geselecteerd op basis van een hoge score op een depressie- en/of angstvragenlijst. Zie hiervoor de kopjes “Angst” en “Depressie”.

Het aantal deelnemers dat op zijn minst nodig is voor een voldoende effectgrootte, is middels de poweranalyse, g-power berekend. Door een gebrek aan onderzoek waarin de rol van conditie inschatting op de verandering in aandachtsbias centraal stond, is er gekeken naar effectgrootten in onderzoeken waarin ABM training voor een vermindering van bias voor negatieve informatie zorgde. Dit gold namelijk als een voorwaarde in het huidige onderzoek. In de meta-analyse van Hakamata en collega’s (2010) werd in non-klinische groepen een gemiddelde effectgrootte gevonden van d=0.48. Wanneer Cohen’s standaard (Cohen, 1988) wordt aangehouden is een effectgrootte van d=0.5 een gemiddeld effect en d=0.48 is dus bijna gemiddeld. Bij het huidige onderzoek wordt daarom ook een gemiddelde effectgrootte aangehouden en bij een ANOVA analyse is dat een effectgrootte van f=0.25. Voor een power van 0.8 is dan een groepsgrootte nodig van 128 deelnemers. In dit onderzoek was daarom een minimale groepsgrootte van 128 jongeren nodig.

Materialen

1. Meting Aandachtsbias

De aandachtsbias is gemeten met behulp van een visual search paradigma (De Voogd et al., 2014). Deze taak is gebaseerd op de training die is ontwikkeld door Dandeneau en Baldwin (2004). Hierbij verschijnt op een computerscherm een matrix van zestien gezichten, waarbij het de bedoeling is dat er zo snel mogelijk een gezicht met een positieve, dan wel een negatieve uitdrukking wordt gezocht. Hierbij zijn er 36 gezichten met vier verschillende emoties opgenomen in de dataset, namelijk: blije, boze, verdrietige en bange gezichten. De foto’s van de gezichten zijn afkomstig uit de NIMH Child Emotional Faces Pictire Set (NIMH_ChEFS, Egger et al., 2011). De validiteit van deze dataset is onderzocht en er is een grote overeenstemming gevonden in de beoogde emoties en de beoordeling van emoties. Zowel de intensiteit als de representativiteit van de foto’s en bijbehorende emoties zijn goed beoordeeld.

Bij de meting van de aandachtsbias voor negatieve informatie moest er even vaak worden gezocht naar een gezicht met een negatieve uitdrukking als naar een gezicht met een positieve uitdrukking. Dit gebeurde in 72 trials, verdeeld over twee blokken van 36 trials. In het ene blok werd gezocht naar een positief gezicht en in het andere blok werd gezocht naar een negatief gezicht. De volgorde van blokken was hierbij gecounterbalanced en voor ieder blok waren er drie oefentrials. Een incorrecte trial moest worden herhaald. Tussen twee trials verscheen als focuspunt een kruis. Dit zorgde ervoor dat een deelnemer zich op het midden van het scherm oriënteerde wanneer hij aan een trial begon. Een volgende trial begon pas op het moment dat de computermuis over het kruis wordt bewogen. Zo had een deelnemer ook zelf in de hand hoe snel er aan een volgende trial werd begonnen en wanneer er een rustmoment werd ingepast.

Gemiddelde reactietijden voor het vinden van een negatief of een positief gezicht zijn vergeleken. Wanneer men sneller was in het vinden van een negatief gezicht duidt dit op een bias voor negatieve informatie en een grotere snelheid bij het vinden van een positief gezicht duidt op een bias voor positieve informatie.

7

2. Aandachtsmodificatietraining

De aandachtsmodificatietraining is evenals de meting van de aandachtsbias gedaan met behulp van het visual search paradigma (Dandeneau & Baldwin, 2004; De Voogd et al., 2014). De training werkt vrijwel hetzelfde als de meting, met als enige verschillen dat er altijd naar een positief gezicht moest worden gezocht in een matrix van vijftien negatieve gezichten en dat er meer trials waren bij de training dan bij de aandachtsbias meting. De training bestond uit 144 trials verdeeld over vier blokken van 36 trials. In totaal vonden er acht trainingssessies plaats. Zie bijlage 1 voor een voorbeeldtrial.

Om participanten te stimuleren zo snel mogelijk te reageren konden er tussen de 0 en 10 punten worden verdiend, gebaseerd op reactietijden. Bij het herhalen van een incorrecte trial konden geen punten verdiend worden. Aan het einde van de training werd het totaal aantal punten getoond (maximaal 1440 punten). Daarbij werd ook een grafiek getoond, inclusief de punten die in eerdere trainingen waren verdiend.

3. Placebotraining

De placebotraining is ontwikkeld door Dandeneau en Baldwin (2004). Deze was hetzelfde als de aandachtsmodificatietraining, op de aangeboden plaatjes na. Deze waren in de placebotraining niet emotioneel geladen. In de matrix moest worden gezocht naar een bloem met vijf blaadjes tussen vijftien bloemen met zeven blaadjes. Zie bijlage 2 voor een voorbeeldtrial.

4. Angst

Voor de meting van angst is de Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders-NL, (Birmaher et al., 1999, SCARED-NL) gebruikt. De SCARED-NL is ontwikkeld om kinderen en adolescenten te screenen op angstproblematiek. In dit onderzoek is de 41 item versie gebruikt. Hiervan zijn geen COTAN beoordelingen bekend, maar er is door Birmaher en collega’s wel een goede interne consistentie gevonden, α=.90. De items van den lijst zijn verdeeld over de subschalen separatieangststoornis, paniekstoornis, sociale fobie, schoolfobie en gegeneraliseerde angststoornis. Ieder item geeft een stelling over bang zijn. De cliënt kiest uit antwoordmogelijkheden: ‘nooit of bijna nooit’, ‘soms’ of ‘vaak’. Een voobeelditem is: ‘Als ik bang ben, voel ik me duizelig.’ Aangezien in een eerdere fase van dit onderzoek bij 680 jongeren ongeveer 50% van hen 16 of hoger scoorde op de SCARED-NL, is dit als cutt-of score gehanteerd in het huidige onderzoek.

5. Depressie

Voor de meting van depressie is de Children’s Depression Inventory (CDI; Kovacs, 1985; vertaling: Timbremont, Braet & Roelofs, 2008) gebruikt. Van de CDI zijn de COTAN beoordelingen g v g o v v o*. De CDI is ontwikkeld om een indicatie te krijgen van de ernst van zelfgerapporteerde depressieve symptomen. De vragenlijst bestaat uit 27 items, waarbij elk item bestaat uit drie zinnen. De opdracht is om de zin te kiezen die het best beschrijft hoe het kind/de adolescent de afgelopen twee weken heeft gedacht, zich voelt of zich heeft gevoeld. Een voorbeelditem is een keuze uit de volgende zinnen: ‘Ik heb een hekel aan mezelf’, ‘Ik vind mezelf niet zo aardig’ of ‘Ik vind mezelf aardig’. In een eerdere fase van dit onderzoek bij 680 jongeren, bleek ongeveer 50% van hen 7 of hoger te scoren op de CDI. Daarom is deze score als cutt-of gehanteerd in het huidige onderzoek.

6. Evaluatielijst: Inschatting Conditie, Motivatie en Taakgerichtheid

Bij de nameting is een evaluatievragenlijst afgenomen. Hierin werd nagegaan hoe deelnemers zelf de training hebben ervaren, maar hierin is ook motivatie, taakgerichtheid, verwachting van behandelconditie en verwachte effectiviteit van de training gemeten. De vragen zijn deels afkomstig uit de Client Satisfaction Questionnaire (Keijsers, Schaap, Hoogduin, Hoogsteyns & Kempde, 1999) en gedeeltelijk specifiek voor dit onderzoek ontworpen. De COTAN beoordelingen van deze test zijn: v o o o o v o*. Dit zijn geen hele goede beoordelingen, maar het is het beste meetinstrument dat op dit moment beschikbaar is. De lage

8

scores zijn vooral te wijten aan het weinige onderzoek dat tot nu toe is gedaan naar de vragenlijst. De Client Satisfaction Questionnaire bestaat uit beweringen die door de cliënt op een zevenpuntenschaal van ‘helemaal niet op mij van toepassing’ tot ‘helemaal op mij van toepassing’ moet worden beantwoord. Een voorbeelditem die motivatie pretendeert te meten is ‘Ik vond het belangrijk om mee te doen aan de trainingen’. Een voorbeelditem voor taakgerichtheid is ‘Ik vond het makkelijk om mijn aandacht bij de computertraining te houden’. Voor verwachte effectiviteit is een voorbeelditem ‘Ik denk dat de training mij heeft geholpen om beter met negatieve gevoelens of stress om te gaan’.

Ingeschatte conditie is als vraag opgenomen in het evaluatieformulier. De vraag was als volgt geformuleerd: ‘Er zijn twee versies van de training: een 'echte' versie waarvan wij veel effect verwachten en een 'nep' versie waarvan wij weinig of geen effect verwachten. Welke versie denk je zelf te hebben gehad?’. Er kon een keuze worden gemaakt tussen ‘De echte versie’ en ‘De nep versie’. Vervolgens moest op een schaal van 1 tot en met 100 worden aangegeven hoe zeker de deelnemer ervan was dat hij het antwoord op deze vraag juist had. Op die manier worden gepeild of de meting van ingeschatte behandelconditie was gebaseerd op een gok.

In het onderzoek werden naast de hiervoor beschreven tests enkele andere tests afgenomen. Het onderzoek is namelijk een onderdeel van een langlopende, uitgebreide studie. Er zijn Onder anderen vragenlijsten afgenomen over piekeren, zelfvertrouwen en over kwaliteit van leven en ook stressreactiviteit is gemeten.

*)COTAN-beoordelingen hebben betrekking op de zeven criteria “Uitgangpunten bij de testconstructie”, “Kwaliteit van het testmateriaal”, “Kwaliteit van de handleiding”, “Normen”, “Betrouwbaarheid”, “Begripsvaliditeit” en “Criteriumvaliditeit”. De beoordelingen worden in deze volgorde gegeven. De afkortingen g, v en o staan voor goed, voldoende en onvoldoende.

Procedure

Bij de leerlingen van scholen die toestemming hebben gegeven voor het doen van het preventieonderzoek en waarvan de ouders geen bezwaar hebben gemaakt is een screening gedaan. Deze screening vond op school plaats, onder begeleiding van het onderzoeksteam. De screening duurde ongeveer een half uur. Na de screening op school waarbij de hoogst scorende jongeren op angst en depressie zijn geselecteerd, werden zij door middel van informatiebrieven benaderd om mee te doen aan het daadwerkelijke onderzoek. Wanneer hiervoor toestemming is gegeven, zijn de deelnemers uitgenodigd voor een voormeting op school. Dit was ongeveer twee weken na de screening en deze voormeting duurde één lesuur. Bij de deelnemers werd bij de voormeting de mate van aandachtsbias gemeten en nogmaals werd de mate van angst en depressie bij hen gemeten.

Vervolgens werden deelnemers random verdeeld over drie condities. Dit waren een actieve ABM trainingsconditie, een placebo trainingsconditie en een controleconditie zonder training (test-hertest conditie). Deelnemers gaven hun gegevens door, waaronder hun e-mailadres, zodat ongeveer twee dagen na de voormeting kon worden gestart met de online thuistrainingen. Vier weken volgden deelnemers in de ABM trainingsconditie en de placebo trainingsconditie twee keer per week een computertraining van ongeveer een kwartier per sessie. Dit konden zij geheel zelfstandig doen. De controleconditie zonder training deed in die periode niks.

Hierna volgde een nameting op school die ongeveer één lesuur duurde. Weer werden depressie, angst en aandachtsbias gemeten. Daarnaast werd een evaluatielijst afgenomen en ook enkele andere tests - die voor andere onderzoeken van belang zijn - werden gedaan. Deze fase van het onderzoek was weer voor alle condities hetzelfde. Om deelnemers te stimuleren om aan zo veel mogelijk trainingen en metingen mee te doen, konden zij waardebonnen verdienen met een waarde die afhankelijk was van de hoeveelheid deelgenomen sessies. Daarnaast deden zij mee in een loterij waarin verschillende prijzen waren te winnen. Zie bijlage 3 voor het gehanteerde beloningsschema.

Mocht de ABM training effectief blijken te zijn, dan wordt aan de deelnemers die deze training nog niet hebben ontvangen, de mogelijkheid geboden dit alsnog te doen na afloop van de follow-up

9

metingen van de uitgebreide studie waar dit onderzoek deel van uitmaakt. Zie Figuur 1 voor een schematische weergave van het onderzoeksdesign.

10

Resultaten

Kenmerken Groepen

Voor het onderzoek zijn 1153 deelnemers gescreend, waarvan er 540 binnen de cut-off scores vielen. In totaal gaven 124 van deze geselecteerde deelnemers zich op om mee te doen aan het onderzoek. Van deze deelnemers waren er 16 afwezig bij de voormeting en nog eens 14 bij de nameting. Zij zijn uitgesloten van verdere analyse. Hierdoor bleven er 94 deelnemers over. Van de overige deelnemers waren er 19 die niet alle trainingen die zij hadden moeten doen hadden volbracht. Deze deelnemers hadden een aantal trainingen gedaan variërend tussen de 0 tot en met 7, in plaats van de in totaal 8 trainingen. Vier van de deelnemers die niet alle trainingen hadden gevolgd, hadden er geen enkele voltooid. Deze 4 zijn in de uiteindelijke analyses meegenomen in de test-hertest conditie, in plaats van in één van de trainingscondities waar zij oorspronkelijk toe behoorden. De overige deelnemers die niet alle trainingen hadden gedaan zijn in de analyses meegenomen in hun oorspronkelijke conditie.

De 94 deelnemers hadden een leeftijd tussen de 10 en 17 jaar, met een gemiddelde van 13.99 en een standaardafwijking van 1.52. Er is met behulp van een chikwadraat test en ANOVA’s gecontroleerd of de groepen van elkaar verschilden op demografische variabelen, op symptomen en op reactietijden op de aandachtstaken bij de voormeting. Er waren geen significante verschillen tussen groepen op basis van leeftijd, geslacht of angst- en depressiescores (SCARED, CDI) bij de voormeting (alle p’s>.209). Op reactietijden op meetmoment één waren ook geen significante verschillen tussen de groepen (alle p’s>.277). Zie Tabel 1 voor een overzicht van de demografische gegevens en symptomen en Tabel 2 voor scores op de aandachttaak per meetmoment.

Tabel 1. Demografische gegevens en symptomen

ABM groep Placebo groep Test-Hertest groep Groepsverschil

(n =31) (n =22) (n =41)

Leeftijd M, (SD) 14.23 (1.61) 14.09 (1.44) 13.76 (1.50) F=.905

Vrouw n, (%) 19 (61.3) 18 (81.8) 27 (65.9) X²=2.66

SCARED M (SD) 28.23 (13.37) 25.91 (14.74) 27.61 (15.06) F=.172

CDI M (SD) 14.97 (7.79) 11.45 (6.76) 12.56 (7.68) F=1.590

*= p < .05, SCARED: angstscores, CDI: depressiescores

Tabel 2. Gemiddelden op aandachtsbias en aandachtstaken op meetmoment 1 (T1) en meetmoment 2 (T2)

ABM groep Placebo groep Test-Hertest groep

T1 T2 T1 T2 T1 T2 RT negatief 3704 (620) 4344 (1016)* 3453 (712) 3478 (695) 3674 (518) 3861 (727) RT positief 4387 (1053) 2681 (613)* 4143 (870) 3626 (369)* 4443 (914) 3906 (736)* Aandachtsbias (N=94) 682 (947) -1663 (889)* 690 (764) 148 (642)* 768 (871) 45 (678)* SD tussen haakjes

* Significant verschil tussen T1 en T2 op basis van gepaarde t-tests, p < .05. Bij de baselinemeting waren er geen verschillen tussen groepen

Aandachtsbias 1. Exclusie

Incorrecte trials en de herhaaltrials die daarop volgden in de visual search taak zijn verwijderd uit de dataset van zowel meetmoment één (2.6% trials) als meetmoment twee (2.4% trials). Trials zijn ook verwijderd wanneer de reactietijd meer dan 2.5 standaarddeviaties van het groepsgemiddelde lag (0.01% op meetmoment 1 en 2.8% op meetmoment 2).

11

2. Verandering in Aandachtsbias

Een aandachtsbias score werd verkregen door de gemiddelde reactietijd voor het vinden van negatieve gezichten af te trekken van de gemiddelde reactietijd voor het vinden van positieve gezichten. Een positieve waarde geeft dan een bias voor negatieve informatie weer en een negatieve waarde duidt op een bias voor positieve informatie.

Om de verandering in aandachtsbias voorafgaand aan de training en na de training te testen werd een herhaalde metingen ANOVA uitgevoerd waarbij gemiddelde scores op bias in de drie condities werden vergeleken op de twee meetmomenten. Er bleken een significant hoofdeffect te zijn van tijd, F(1,91)=122.47, p<.001, η²=.57 en er was een significante tijd * conditie interactie, F(2,91)=28.49, p<.001, η²=.39. Om te controleren wanneer dit effect optrad zijn ANOVA’s uitgevoerd waarbij de scores in de twee controlecondities apart werden vergeleken met de gemiddelde score op bias in de ABM conditie. Bij beide vergelijkingen werd een significant hoofdeffect gevonden van tijd, F(1,51)=78,25, p<.001, η²=.61 bij de vergelijking van de experimentele conditie met de placeboconditie en F(1,70)=164.50, p<.001, η²=.70 bij de vergelijking van de experimentele conditie met de test-hertest conditie. Eveneens werd er bij allebei de vergelijkingen een significant interactie-effect gevonden van tijd * conditie, F(1,51)=30.46, p<.001, η²=.37 bij de vergelijking van de experimentele conditie met de placeboconditie en F(1,70)=45.96, p<.001, η²=.40 bij de vergelijking van de experimentele conditie met de test-hertest conditie.

Als vervolgtests zijn gepaarde t-tests uitgevoerd die per conditie apart testten of het verschil in bias op de twee meetmomenten van elkaar verschilden. In overeenstemming met de verwachting bleken in de ABM conditie de scores op bias significant omlaag te gaan tussen meetmoment één en twee, t(30)=10.57, p < .001, d=2.55. In tegenspraak met de verwachting daalden de gemiddelde scores op bias tussen de meetmomenten in de twee controlecondities eveneens significant. Voor de placeboconditie: t(21)=2.37, p=.027, d=.76 en voor de test-hertest conditie: t(40)=5.86, p < .001, d=.93. In Tabel 2 is te zien dat de gemiddelden op aandachtsbias in de beide controlecondities een positieve waarde blijven behouden en dat in de ABM conditie de waarde van aandachtsbias negatief wordt. Dus alleen in de ABM conditie verandert de bias voor negatieve informatie in een bias voor positieve informatie (zie Figuur 2).

Om te kunnen identificeren waar de veranderingen in bias door zijn ontstaan, zijn er aparte gepaarde t-tests uitgevoerd voor het vinden van positieve, dan wel negatieve gezichten (zie Tabel 2 voor reactietijden). In de experimentele conditie was er zowel bij de positieve als bij de negatieve gezichten een significante verandering in reactietijden. Men was sneller geworden in het vinden van positieve gezichten, t(30)=11.41, p<.001, d=1.98 en langzamer in het vinden van negatieve gezichten, t(30)=-4.19, p<.001, d=-76. In zowel de placeboconditie als de test-hertest conditie werd men sneller in het vinden van positieve gezichten, achtereenvolgens t(21)=2.76, p=.012, d=.77 en t(40)=4.44, p<.001, d=.65 . Bij de negatieve gezichten waren er geen significante verschillen in reactietijden in zowel de placeboconditie, t(21)=-.21, p=.839, d=-.04 als in de test-hertest conditie, t(40)=-1.90, p=.065, d=-.30.

Figuur 2. Aandachtsbias scores voor de drie groepen voorafgaand aan de training (T1) en na de training (T2). Scores op aandachtsbias zijn verkregen door reactietijden voor het vinden van negatieve gezichten af te trekken van reactietijden voor het vinden van positieve gezichten. Een positieve waarde geeft een bias weer voor negatieve informatie en een negatieve waarde geeft een bias weer voor positieve informatie.

-2000 -1500 -1000 -500 0 500 1000 T1 T2 G em idde lde aan dach ts bi as ABM Placebo Test-hertest

12

Inschatting Behandeling

Van de zekerheidsschaal die was ingevuld door deelnemers om aan te geven hoe groot de overtuiging was dat zij in een bepaalde onderzoeksgroep zaten is één inschattingsmaat gemaakt. Deelnemers gaven aan in welke conditie zij dachten te zitten. Op een schaal van 0 tot 100 was ook aangegeven hoe zeker zij hiervan waren. Voor het genereren van één maat bleven de scores van de inschatting experimentele groep onveranderd, de scores van de inschatting controlegroep werden omgescoord (100 - inschattingsmaat). Zo werd een maat gecreëerd waarbij gold: hoe hoger de score was, hoe groter de overtuiging was in de experimentele conditie te hebben gezeten en hoe lager de score was, hoe groter de overtuiging was dat men in de controleconditie zat.

Een t-test toonde aan dat deelnemers in de experimentele conditie significant meer inschatten in deze conditie te zitten dan deelnemers in de placeboconditie, t(51)=3.53, p=.001, d=1.00 (zie Tabel 3 voor M en SD van inschattingscores).Uit een multipele regressieanalyse waarin conditie, inschatting van training en een interactie tussen inschatting van training en conditie waren opgenomen bleek alleen conditie een significante voorspeller te zijn van aandachtsbias, F(3,49)=9.80, p<.001. Met een R² van .375. B=1789.64 met p<.001 voor conditie. Inschatting van training en de interactie tussen inschatting van training en conditie hebben respectievelijk p-waardes van .985 en .808.

Regressieanalyses zijn eveneens uitgevoerd per conditie apart om te kunnen achterhalen in hoeverre een aandachtsbias kan worden voorspeld met behulp van inschatting van een training in alleen de ABM conditie ofwel de placeboconditie. In tegenstelling tot wat was verwacht, werden in beide condities geen significante effecten gevonden (beide p’s > .817 en beide met een R² < .002).

Tabel 3. Gemiddelden op Inschatting behandeling, Motivatie en Taakgerichtheid

ABM groep Placebo groep Groepsverschil

Inschatting behandeling M (SD) 55.2 (29.4) 28.9 (22.4)* t=3.53

Motivatie M (SD) 3.5 (0.7) 3.7 (1.0) t=1.60

Taakgerichtheid M (SD) 4.3 (1.2) 4.8 (1.3) t=-1.36

*Significant verschil tussen ABM groep en placebo groep, p<.05

Motivatie en Taakgerichtheid

Om te controleren of de zeven vragen die motivatiescores en taakgerichtheidscores moesten opleveren wel als twee losse variabelen konden worden gehanteerd, is een principale componenten analyse met oblique rotatie uitgevoerd. Uit de analyse kwamen twee factoren naar voren, die 61.06% van de totale variantie van de dataset verklaarden. Factor één hierin kwam overeen met de items die vooraf als motivatiemaat waren ontwikkeld en deze factor verklaarde 41.69% van de totale variantie. Factor 2 kwam overeen met de items die als taakgerichtheidmaat waren aangedragen en deze factor verklaarde 19.37% van de totale variantie (zie Tabel 4 voor een overzicht van factorladingen per item). Per deelnemer is de gemiddelde score op de vragen als motivatie-, danwel taakgerichtheidmaat gehanteerd.

13

Tabel 4. Factorladingen, communaliteiten, eigenwaarde en verklaarde variantie per item

Ladingen Factor 1:

Motivatie Factor 2: Taakgerichtheid Communaliteiten

Item 1 .748 -.065 .583 Item 2 .695 -.114 .456 Item 3 .737 -.157 .522 Item 4 .680 .240 .584 Item 5 .571 .519 .710 Item 6 -.195 .829 .662 Item 7 .172 .815 .748 Eigenwaarde 2.919 1.356 % totale variantie 41.694 19.368 Totale variantie 61.062%

Uit onafhankelijke t-tests bleek dat zowel scores op motivatie als scores op taakgerichtheid niet verschilden tussen de experimentele conditie en de placeboconditie (beide p’s > .116, zie tabel 3 voor M’s en SD’s). Exploratief is er gekeken naar de mogelijke invloed van motivatie en taakgerichtheid op de bias verschilscore tussen meetmoment één en meetmoment twee. Met multipele regressie analyses is de mediërende werking van deze variabelen onderzocht. Zowel de regressie tussen conditie en motivatiescores als de regressie tussen motivatiescores en bias verschilscores bleken niet significant te zijn (beide p’s > .116). Hiermee werd al uitgesloten dat de conditie en motivatie samen een significante voorspeller zouden zijn van bias verschilscores en er bleek dus geen mediatie te bestaan (zie figuur 3 voor een overzicht van de relaties tussen de verschillende variabelen binnen de mediatieanalyse). Een zelfde patroon was te zien bij de toetsing van taakgerichtheid als mediator. De regressies tussen conditie en taakgerichtheidscores en tussen taakgerichtheidscores en bias verschilscores waren niet significant (beide p’s > .180.). Hiermee was uitgesloten dat conditie en taakgerichtheidscores samen een significant effect zouden hebben op bias verschilscores. Van een mediatie was ook in dit geval geen sprake (zie figuur 4 voor een overzicht van de relaties tussen de verschillende variabelen binnen de mediatieanalyse).

Voor motivatiescores en voor taakgerichtheidscores zijn multiple regressieanalyses uitgevoerd voor toetsing van een eventueel modererend effect hiervan tussen conditie en bias verschilscores. Bij de toetsing van mediatie bleek alleen een significant hoofdeffect te bestaan van conditie op bias verschilscores (zie figuren 3 en 4). Om moderatie te testen zijn na centralisatie van de onafhankelijke variabelen regressies opgesteld met ofwel conditie * motivatie, ofwel conditie * taakgerichtheid. Beide analyses bleken overall een significant deel van de variantie te verklaren, maar alleen conditie was een significante predictor hierin, met p’s<.001. Achtereenvolgens waren de toetsingsresultaten met motivatie als moderator F(3,49)=10.01, p<.001 met een R² van .380 en met taakgerichtheid als moderator, (3,49)=11.29, p<.001 met een R² van .409.

14

Figuur 3 & Figuur 4: Schematische weergave van de verschillende relaties binnen mediaties

Bij de pijlen staan richtingscoëfficiënten weergegeven. *Significante relatie (p<.05) Inschatting Behandeling en Verwachte Effectiviteit

Een Pearson’s correlation analyse was uitgevoerd om de samenhang te toetsen tussen ingeschatte behandeling en verwachte effectiviteit van de behandeling. Er was een positieve correlatie tussen deze variabalen, r=.399, n=54, p=.012. De scatterplot laat de verdeling van beide variabelen zien, inclusief een trendlijn (zie Figuur 5).

Figuur 5. Samenhang tussen inschatting behandeling (x-as, scores mogelijk 0 - 100) en verwachting behandeling (y-as, scores mogelijk 1 - 7). Hoe groter de overtuiging was dat men in de experimentele conditie zat, hoe hoger de score was op effectiviteit van behandeling was. Hoe groter de overtuiging was dat men in de placeboconditie zat, hoe lager de score op effectiviteit van de behandeling was.

1 2 3 4 5 6 7 0 20 40 60 80 100 Ve rw ac ht in g e ffe ct iv ite it be ha nde ling Inschatting conditie

15

D

iscussie

Het doel van de huidige studie was te onderzoeken of het succes van een training die een bias voor negatieve informatie vermindert, afhangt van de inschatting in de controleconditie of de experimentele conditie te zitten. Een beginvoorwaarde hiervoor was dat de training succesvol was in het verminderen van de bias. Na de training was er inderdaad een verminderde aandachtsbias voor negatieve informatie Deze bias was echter afgenomen bij alle groepen, inclusief de groepen die geen ABM hadden ontvangen. Wanneer men deze training wel had ontvangen, had de training wel een groter effect. De aandachtsbias voor negatieve informatie was bij hen namelijk niet alleen afgenomen, deze was ook overgegaan in een aandachtsbias voor positieve informatie. Dit effect was ontstaan doordat men in de ABM conditie zowel sneller was geworden in het vinden van positieve informatie, als langzamer in het vinden van negatieve informatie. In de controlecondities was men alleen sneller geworden in het vinden van positieve informatie. De inschatting van de behandelconditie waarin men zat bleek geen invloed te hebben op de effectiviteit van de ABM. Zowel in de ABM conditie als in de placeboconditie had inschatting van de behandelconditie geen effect op de verandering in aandachtsbias. Wel schatte men in de ABM conditie vaker in daadwerkelijk de echte training te hebben ontvangen dan men in de placeboconditie deed. Wanneer men dacht een echte training te ontvangen, schatte men de effectiviteit ervan hoger in. Motivatie en taakgerichtheid bleken geen enkele invloed te hebben op het succes van de training.

De bevinding in dit onderzoek dat ABM er in slaagt bij kinderen en jongeren een aandachtsbias voor negatieve informatie te verminderen is in eerdere studies ook gevonden (De Voogd, et al., 2014; Rozenman, Weersing & Amir, 2011; Waters et al., 2013). Opmerkelijk aan de huidige studie is dat ook in de controlecondities een afname was te zien van een aandachtsbias voor negatieve informatie. Dit kan mogelijk verklaard worden doordat alle condities een zelfde meting van bias bij de voormeting al een keer hebben gedaan. In de placeboconditie is zelfs ook een vorm van aandachtstraining gedaan. Dat bij een tweede meting de reactietijden sneller zijn geworden door een algemeen leereffect van aandachtscontrole is daarom zeer plausibel (Chen, Clarke, Watson, MacLeod & Guastella, 2015; Cisler & Koster, 2010; Eysenck, Derakshan, Santos & Calvo, 2007). Dat deze toegenomen snelheid alleen geldt voor het vinden van positieve gezichten en niet voor het vinden van negatieve gezichten zou toegeschreven kunnen worden aan de ruimte voor verbetering die mogelijk was. Aangezien men bij de voormeting sneller was in het vinden van negatieve gezichten dan in het vinden van positieve gezichten kan men bij de negatieve gezichten al aan een soort bovengrens hebben gezeten wat detectiesnelheid betreft. De verklaring van een algemeen leereffect in controlecondities is verenigbaar met de bevinding dat er in deze conditie geen vertraagde reactietijden zijn voor het vinden van negatieve gezichten. De vertraagde reactietijden voor het vinden van negatieve gezichten waren er wel in de experimentele conditie, dus kennelijk was er bij de aandachtsmodificatietraining sprake van meer dan alleen een verbetering in aandachtscontrole. De aandachtsfocus lijkt daadwerkelijk te zijn verlegd onder invloed van de training. Hierdoor is er niet alleen een vermindering is van aandachtsbias voor negatieve informatie, maar is er zelfs sprake van een aandachtsbias voor positieve informatie na de training.

Een andere opvallendheid aan het huidige onderzoek is een verschil in verwachting van de conditie waarin men zat. Dit was eerder nog niet gevonden. Men dacht in de experimentele groep vaker in deze conditie te zitten dan in de placebogroep. De overtuiging in de placebogroep te zitten was in de placebogroep vrij groot. In de experimentele conditie dacht men bijna even vaak in de placebogroep te zitten als in de experimentele groep. Dit wijkt af van eerder onderzoek waarin men in beide condities vaker dacht in de placebogroep te zitten (Amir, 2009). Met de eerder gevonden resultaten komt wel overeen dat men niet goed is in het inschatten in welke conditie men zit wanneer de echte training wordt ontvangen. Dat de correcte conditie wel makkelijker was in te schatten in de placeboconditie in het huidige onderzoek dan in het onderzoek van Amir en collega’s (2009) zou aan een verschil in trainingsparadigma kunnen liggen. Bij het dot-probe paradigma uit het onderzoek van Amir en collega’s (2009), krijgt men in beide condities dezelfde stimuli aangeboden. Bij het visual search paradigma van het huidige onderzoek zijn de stimuli in de experimentele conditie wel emotioneel geladen en in de

16

placeboconditie niet. Het zou daarom makkelijker te achterhalen kunnen zijn in welke conditie men zit bij het laatst genoemde paradigma. Het is echter de vraag of het erg is als het met een visual search paradigma sneller duidelijk is in welke conditie men zit. Inschatting van de conditie waarin men zat bleek namelijk geen invloed te hebben op de effectiviteit van de training. Blijkbaar zorgde de onduidelijkheid over de werkzaamheid van de training er niet voor dat de training minder effectief werd in het verminderen van een aandachtsbias voor negatieve informatie en het creëren van een bias voor positieve informatie. Kennelijk is men bij een verwachting dat er geen echte training wordt ontvangen nog steeds actief genoeg met de training bezig om goede trainingeffecten mogelijk te maken. Wat dat betreft lijkt controle om actieve deelname te stimuleren overbodig te zijn. Dit zou ABM geschikt maken als thuistraining waarbij controle van buitenaf grotendeels ontbreekt. Dit geeft de schijn van tegenstrijdigheid met de uitval van deelnemers in deze studie, waarvoor controle wel nodig lijkt te zijn. Echter, zoals verderop in de discussie zal worden besproken, wordt bij vervolgonderzoek aangeraden voor een doelgroep te kiezen met hogere klachten bij aanvang van de training. Dit gebrek aan lijdensdruk was aanwezig bij de uitgevallen deelnemers. Hierdoor zal uitval waarschijnlijk worden teruggedrongen en extra controle bij de trainingen is dan mogelijk alsnog niet noodzakelijk.

Er werd voorafgaand aan het onderzoek verwacht dat de inschatting van de conditie waarin men zat, motivatie en taakgerichtheid nauw zouden samenhangen. De veronderstelling was dat wanneer men inschatte geen echte training te ontvangen, en daarom dacht niks aan een training te hebben, dat men ook minder gemotiveerd en taakgericht zou zijn om actief mee te doen (Clarke et al., 2014). Uit het huidige onderzoek is inderdaad gebleken dat jongeren meer geneigd zijn te denken dat zij iets aan een training zullen hebben wanneer zij een grotere overtuiging hebben een echte training te ontvangen. Echter, aangezien de inschatting van de training die men had ontvangen geen invloed had op het succes van de training, is het volgens de veronderstelde samenhang misschien wel logisch dat motivatie en taakgerichtheid ook geen effect hadden op de verandering in de aandachtsbias voor negatieve informatie.

Er zijn in het onderzoek ook een aantal tekortkomingen te noemen. Zo kwam het, net als bij een eerdere thuis preventietraining (Sportel et al., 2013), vrij veel voor dat deelnemers maar een deel van de trainingen hadden volbracht. Het ging in totaal om 19 van de 94 deelnemers. Men zou kunnen veronderstellen dat deze personen minder klachten hadden voorafgaand aan de trainingen, waardoor zij minder de noodzaak van een training inzagen. Hierop bleken echter geen verschillen te bestaan. Alleen de taakgerichtheid van personen die niet alle trainingen hadden gedaan was lager dan bij andere deelnemers. Ze konden zich er dus moeilijker toe zetten aan een training te beginnen en konden moeilijker hun aandacht vasthouden. Ondanks het lagere aantal trainingen, was er geen verschil in de effectiviteit van ABM. De training lijkt dus nog steeds effectief te zijn wanneer er minder sessies worden gedaan en de effectiviteit wordt ook niet aangetast door een verminderde taakgerichtheid. In vervolgonderzoek zou uitgebreider kunnen worden gekeken naar het minimum aantal trainingen dat nodig is om een aandachtsbias voor negatieve informatie om te zetten in een bias voor positieve informatie. In eerder onderzoek is er nog geen consensus bereikt over het aantal ABM trainingen dat het meest doeltreffend is. Er zijn tot nu toe trainingen gedaan tussen de 1 en 16 sessies die een verandering in bias hebben laten zien (Brosan, Hoppitt, Shelfer, Sillence & Mackintosh, 2011). In toekomstig onderzoek kan gekeken worden naar het aantal sessies waarbij de grootste afname in aandachtsbias voor negatieve informatie wordt bereikt. Sportel en collega’s (2013) vonden bijvoorbeeld dat het aantal gevolgde trainingen niet gerelateerd was aan angstklachten achteraf en in een recente meta-analyse kwam naar voren dat er een negatieve samenhang was tussen het aantal trainingsessies en de grootte van het effect op angst (Cristea, Kok & Cuijpers, 2015). Dit staat echter weer in contrast met bevindingen in een meta-analyse (Hakamata et al, 2010) waarin werd aangegeven dat het aantal trainingsessies het effect op aandachtsbias modereerde. De verdeeldheid die nu nog bestaan over wat het meest effectieve aantal sessies van ABM is, vraagt dus om nieuw onderzoek. Mogelijk kan er een drempel gevonden worden waarbij een extra trainingssessie niet meer voor extra effectiviteit zorgt. Als hierdoor het aantal trainingen beperkt kan worden, kan dit een hoop voordelen opleveren. De eentonigheid die nog steeds als kritiek op de training wordt gegeven kan

17

hier deels door worden ondervangen en bij een uiteindelijke implementatie van de trainingen in behandel- of interventietrajecten kan een lager aantal trainingen ook voor kostenbesparing zorgen.

Zoals eerder al is aangehaald waren er ook deelnemers die aan geen enkele training hadden meegewerkt. In totaal vielen 4 van de 94 participanten uit. Voor hen geldt misschien nog sterker dat zij de noodzaak van deelname niet inzagen, mogelijk door matige klachten vooraf. Inderdaad bleken deze personen minder angstklachten te hebben op de voormeting en ook de aandachtsbias voor negatieve informatie was lager bij aanvang van het onderzoek. Een lage lijdensdruk lijkt dus de medewerkingsbereidheid te verminderen. Dat maakt aandachtsmodificatietraining mogelijk niet het meest geschikt als thuistraining preventiemiddel voor angst en depressie, wanneer er nog vrijwel geen klachten zijn. Voor zover bekend is er maar één andere ABM thuistraining gedaan met jongeren als doelgroep (Sportel et al. 2013). In dit onderzoek gold dat hoog-angstigen meer sessie volbrachten dan laag-angstigen en dat laag-angstigen eerder aangaven te willen stoppen. Deze vorm van training kan daarom mogelijk beter ingezet worden wanneer de lijdensdruk hoger is dan in dit onderzoek het geval was. In vervolgonderzoek kan daarom de cut-off score voor angst- en depressieklachten, waarop personen geselecteerd worden voor deelname, verhoogd worden. Daarnaast kan er ook uitgebreider onderzoek worden gedaan naar de training in deze vorm als interventiemiddel.

Een andere limitatie van het onderzoek was de manier van omscoren die in het onderzoek werd gebruikt voor het creëren van een inschattingsschaal van de conditie waarin men zat. Deze kan in bepaalde situaties voor een vertekend beeld hebben gezorgd. Dit was namelijk het geval wanneer iemand de verwachting uitsprak in een conditie te zitten, maar weinig vertrouwen had in zijn of haar keuze. Door de gebruikte omscoring werd dit geïnterpreteerd alsof er een keuze was gemaakt voor de tegengestelde conditie. Deze interpretatiefout kwam echter maar bij 5 van de 54 deelnemers voor. Toch kan dit in toekomstig onderzoek beter voorkomen worden. Dit kan gedaan worden door direct een schaal aan te bieden aan deelnemers waarop “nep training” (placeboconditie) aan het ene uiteinde van het continuüm staat en “echte training” (experimentele conditie) aan het andere uiteinde van het continuüm. Met behulp van een schuifje kan een deelnemer zijn voorkeur naar één van de opties toe verplaatsen.

Ten slotte was ook een beperking van het onderzoek een matige power. Aan het onderzoek deden 94 personen mee, terwijl vooraf was berekend dat er minimaal 128 deelnemers moesten zijn voor het bereiken van een goede power. De power was hierdoor 0.67 in plaats van de beoogde 0.8.Door deze verminderde power, was het niet mogelijk om kleine effecten aan te tonen. De verwachte verschillen bleken in dit onderzoek echter zodanig klein, dat zij zelfs met voldoende power waarschijnlijk niet significant waren geweest. Om hier meer zekerheid over te krijgen zou het onderzoek eventueel herhaald kunnen worden met een grotere sample

Kort samengevat is aandachtsmodificatietraining effectief gebleken in het omzetten van een bias voor negatieve informatie in een bias voor positieve informatie, ongeacht verwachtingen van de trainingen. Hiermee is dit het eerste onderzoek waaruit is gebleken dat inschatting van de werkzaamheid van een aandachtsmodificatietraining niet van invloed is op de effectiviteit ervan. Voor het eerst is ook aangetoond dat motivatie en taakgerichtheid evenmin het succes van ABM sturen. Hoewel (gebrek aan) motivatie en taakgerichtheid vaak als mogelijke factoren voor het uitblijven van veranderingen zijn genoemd in ABM studies, werden deze variabelen nog niet eerder opgenomen in een studie. De biasverandering die in het huidige onderzoek plaatsvond is bij soortgelijke trainingen in eerdere studies niet altijd gevonden (Eldar et al., 2012; Sportel et al., 2013). Deze verandering is echter wel essentieel voor de werking van de training. Nu het verband tussen ABM en een verminderde aandachtsbias voor negatieve informatie met de huidige trainingsmethode wel is gevonden, is het belangrijk in toekomstig onderzoek te analyseren of het genoemde verband ook voor verminderde angstklachten zorgt. Dit is het uiteindelijke doel van de aanpassing van aandachtspatronen die met deze training wordt bereikt. Aangezien het om een preventieve training gaat is het ook belangrijk te ontdekken of angst op de lange termijn wordt verminderd of op zij minst gelijk blijft dankzij ABM. Wanneer dit inderdaad het geval blijkt te zijn kan er op termijn een goedkope en laagdrempelige methode worden toegepast om de veelvoorkomende angststoornissen tegen te gaan.

18

Referenties

Amir, N., Beard, C., Burns, M., & Bomyea, J. (2009). Attention modification program in individuals with generalized anxiety disorder. Journal of Abnormal Psychology, 118, 28–33. Amir, N., Beard, C., Taylor, C. T., Klumpp, H., Elias, J., Burns, M., & Chen, X. (2009). Attention

training in individuals with generalized social phobia: a randomized controlled trial. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 77, 961–973.

Amir, N., Weber, G., Beard, C., Bomyea, J., & Taylor, C. T. (2008). The effect of a single-session attention modification program on response to a public-speaking challenge in socially anxious individuals. Journal of Abnormal Psychology 117, 860–868.

Bar-Haim, Y., Lamy, D., Pergamin, L., Bakermans-Kranenburg, M. J., & Van IJzendoorn, M. H. (2007). Threat-related attentional bias in anxious and nonanxious individuals: A meta-analytic study. Psychological Bulletin, 133, 1-24.

Beard. C., Weisberg, R. B., & Primack, J. (2011). Socially anxious primary care patients’ attitude toward Cognitive Bias Modification (CBM): A qualitative study. Behavioural and Cognitive Psychotherapy, 40, 618-633.

Biehal, N. (2008). Preventive services for adolescents: Exploring the process of change. British Journal of Social Work, 38, 444–461.

Birmaher, B., Brent, D. A., Chiappetta, L., Bridge, J., Monga, S., & Baugher, M. (1999). Psychometric properties of the Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED): a replication study. Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 38, 1230-6.

Boettcher, J., Berger, T., Renneberg, B. (2012). Internet-based attention training for social anxiety: a randomized controlled trial. Cognitive Therapy and Research, 36, 522–536.

Boettcher, J., Leek, L., Matson, L., Holmes, E. A., Browning, M., MacLeod, C., Andersson, G., & Carlbring, P. (2013). Internet-based attention bias modification for social anxiety: a randomised controlled comparison of training towards negative and training towards positive cues. PLoS ONE, 8, 1-14.

Brosan, L., Hoppitt, L., Shelfer, L., Sillence, A., & Mackintosh, B. (2011). Cognitive bias

modification for attention and interpretation reduces trait and state anxiety in anxious patients referred to an out -patient service: Results from a pilot study. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 42, 258-264.

Bunnell, B. E., Beidel, D. C., Mesa, F. (2013). A randomized trial of attention training for

generalized social phobia: does attention training change social behavior? Behavior Therapy, 44, 662-673.

Carlbring, P., Apelstrand, M., Sehlin, H., Amir, N., Rousseau, A., Hofmann, S. G., & Andersson, G. (2012). Internet-delivered attention bias modification training in individuals with social anxiety disorder - a double blind randomized controlled trial. BMC Psychiatry, 12, 1-9.

19

modification facilitates attentional control mechanisms: Evidence from eye tracking. Biological Psychology, 104, 139-46.

Cisler, J. M., & Koster, E. H. W. (2010). Mechanisms of attentional biases towards threat in anxiety disorders: an integrative review. Clinical Psychology Review, 30, 203-216.

Clarke, P. J. F., Notebaert, L., & MacLeod, C. (2014). Absence of evidence or evidence of

absence: reflecting on therapeutic implementations of attentional bias modification. BMC Psychiatry, 14:8.

Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd _{ed.). Hillsdale, NJ: Erblaum.}

Costello, E. J., Mustillo, S., Erkanli, A., Keeler, G., & Angold, A. (2003). Prevalence and

development of psychiatric disorders in childhood and adolescence. Archives of General Psychiatry, 60, 837-844.

Cowart, M. J. W., & Ollendick, T. H. (2011). Attention training in socially anxious children: A multiple baseline design analysis. Journal of Anxiety Disorders, 25, 972-977.

Cristea, I. A., Kok, R., & Cuijpers, P. (2015). Efficacy of cognitive bias modification interventions in anxiety and depression: meta-analysis. The British Journal of Psychiatry, 206, 7-16.

Dandeneau, S. D., & Baldwin, M. W. (2004). The inhibition of socially rejecting information

among people with high versus low self-esteem: the role of attentional bias and the effects of bias reduction training. Journal of Social and Clinical Psychology, 23, 584-602.

De Voogd, E. L., Wiers, R. W., Prins, P. J. M., & Salemink, E. (2014). Visual search attentional

bias modification reduced social phobia in adolescents. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 45, 252-259.

Egger, H. L., Pine, D. S., Nelson, E., Leibenluft, E., Ernst, M., Towbin, K. E., & Angold, A. (2003). The NIMH Child Emotional Faces Picture Set (NIMH-ChEFS): a new set of children’s facial emotion stimuli. International Journal of Methods in Psychiatric Research, 20, 145–156.

Eldar, S., Apter, A., Lotan, D., Perez Edgar, K., Naim, R., Fox, N. A., Pine, D. S., & Bar-Haim, Y. (2012). Attention bias modification treatment for pediatric anxiety disorders: a randomized controlled trial. American Journal of Psychiatry, 169, 213-220.

Eldar, S., Ricon, T., & Bar-Haim, Y. (2008). Plasticity in attention: implications for stress response in children. Behaviour Research and Therapy, 46, 450-461.

Emmelkamp, P. M. G. (2012). Attention bias modification: the Emperor’s new suit? BMC Medicine, 10, 63-66.

Eysenck, M. W., Derakshan, N., Santos, R., & Calvo, M. G. (2007). Anxiety and cognitive performance: Attentional control theory. Emotion, 7, 336-353.

Hakamata, Y., Lissek, S., Bar-Haim, Y., Britton, J. C., Fox, N., Leibenluft, E., Ernst, M., & Pine,

D. S. (2010). Attention bias modification treatment: a meta-analysis towards the establishment of novel treatment for anxiety. Biological Psychiatry, 68, 982-990.

20

Anxiety, Stress, and Coping, 11, 167-179.

Kashani J. H., & Orvaschel, H. Anxiety disorders in mid-adolescence: A community sample. (1988). American Journal of Psychiatry, 145, 960-964.

Keijsers, G. P. J., Schaap, C. P. D. R., Hoogduin, C. A. L., Hoogsteyns, B., & De Kemp, E. (1999). Preliminary results on a new instrument to assess patient motivation fortreatment in cognitive-behaviour therapy. Behavioural and Cognitive Psychotherapy, 27, 165-179.

Kovacs, M. (1985). The Children's Depression Inventory. Psychopharmacology Bulletin, 21, 995-998.

Kruijt, A., Putman, P., & Van der Does, W. (2013). A multiple case series analysis of six variants of attentional bias modification for depression. ISRN Psychiatry, 2013, 1-8.

Last, C. G., Perrin, S., Hersen, M., & Kazdin, A. E. (1996). A prospective study of childhood

anxiety disorders. Journal of the American Academy of Child and Adolescence Psychiatry, 35, 1502-1510. MacLeod, C., & Mathews, A. (2012). Cognitive bias modification approaches to anxiety. Annual Review of

Clinal Psychology, 8, 189-217.

MacLeod, C., Mathews, A., & Tata, P. (1986). Attentional bias in emotional disorders. Journal of Abnormal Psychology, 95, 15-20.

MacLeod, C., Rutherford, E., Campbell, L., Ebsworthy, G., & Holker, L. (2002). Selective attention and emotional vulnerability: Assessing the causal basis of their association through the experimental manipulation of attentional bias. Journal of Abnormal Psychology, 111, 107-123.

Miller, W. R., & Rollnick, S. (2002). Motivational interviewing: Preparing people for change (Vol. 2). New York, NY: Guillford.

Neubauer, K., Von Auer, M., Murray, E., Petermann, F., Helbig-Lang, S., Gerlach, A. L. (2013).

Internet-delivered attention modification training as a treatment for social phobia: A randomized controlled trial. Behaviour Research and Therapy. 51, 87–97.

Puliafico, A. C., & Kendall, P. C. (2006). Threat-related attentional bias in anxious youth: a review. Clinical Child and Family Psychology Review, 9, 162-180.

Reese, H. E., McNally, R. J., Najmi, S., & Amir, N. (2010). Attention training for reducing spider fear in spider-fearful individuals. Journal of Anxiety Disorders, 18, 849-860.

Rozenman, M., Weersing, V., & Amir, N. (2011). A case series of attention modification in clinically anxious youths. Behaviour Research and Therapy, 49, 324-330.

Sportel, B. E., De Hullu, E., De Jong, P. J., & Nauta, M. H. (2013). Cognitive bias modification versus CBT in reducing adolescent social anxiety: A randomnized controlled trial. PLoS ONE, 8, 1-11. Timbremont, B., Braet, C., & Roelofs, J. (2008). Handleiding Children's Depression Inventory (herziene versie).

Amsterdam: Pearson Assessment and Information B.V.

Van Bockstaele, B., Verschuere, B., Koster, E. H. W., Tibboel, H., De Houwer, J., & Combrez, G. (2011b). Effects of attention training on self-reported, implicit, psychological and behavioural measures of spider fear. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 42, 211-218. Waters, A. M., Pittaway, M., Mogg, K., Bradley, B. P., & Pine, D. S. (2013). Attention training

21

Bijlage

1. Visual Search Task, Aandachtsmodificatietraining

Hier is een trial te zien uit de aandachtsmodificatietraining. Bij deze training was het de bedoeling dat er zo snel en accuraat mogelijk naar het blije gezicht werd gezocht tussen de negatieve gezichten. Het idee is dat er wordt geleerd aandacht weg van negatieve informatie te sturen en naar positieve informatie toe.

Het groene balkje rechts geeft aan hoe ver men in het huidige blok van trials is gevorderd. 2. Visual Search Task, Placebotraining

Hier is een trial te zien uit de placebotraining. Bij deze training is het de bedoeling dat er zo snel en accuraat mogelijk naar de bloem met vijf blaadjes wordt gezocht. Het groene balkje rechts geeft aan hoe ver men in het huidige blok van trials is gevorderd.

22

3. Beloningsschema

Voor- en nameting 1 lot, 5 euro

Vanaf 3 trainingen 1 euro per training erbij. (4 = 6, 5 = 7, 6 = 8, 7= 9, 8 = 10 euro) 4 sessies extra lot, 8 sessies twee extra loten

3 maanden FU & stressmeting* 1 lot, 2,50 euro 6 maanden FU* 1 lot, 2,50 euro Prijzen:

1x hoofdprijs Apple Ipod Touch 16 GB t.w.v. 210 euro

2x 2e prijs Toegang Wailibi Holland voor 2 personen t.w.v. 66 euro

3x 3e _{prijs Bol.com bon t.w.v. 25 euro}

5x 4e prijs Bioscoopbon t.w.v. 15 euro