Positieve interpretatietraining bij jongeren met een licht verstandelijke beperking:
Het effect op sociale angst en reactieve agressie
Masterscriptie Orthopedagogiek Pedagogische en Onderwijskundige Wetenschappen Universiteit van Amsterdam, Roxy Ory (12670898) Begeleider: Mariët van der Molen Tweede beoordelaar: Bram Orobio de Castro Amsterdam (juni, 2021)
2 Abstract
Adolescents with a mild intellectual disability (MID) more often have a negative interpretation bias than typical developing children (Van Nieuwenhuijzen et al., 2004), leading to social anxiety (Clark & Wells, 1995; Rapee & Heimberg, 1997). This longitudinal, randomized, controlled trial examined whether positive CBM-I training was effective for reducing this so-called negative interpretation bias, social anxiety symptoms and also
exploring reactive aggression. The participants were Dutch adolescents (N=25; M age= 15.7 years; 64% girls) with MID and severe behavioural problems, selected for self-reported social anxiety (totalscore> 9; SCARED-71). The result of the positive CBM-I training had no effect:
it did not reduce negative interpretation bias, social anxiety symptoms or reactive aggression.
Further research is necessary among a larger group of participants with an even more adapted positive CBM-I training, which could include more sessions and visualisation. In addition, research into more holistic psychotherapy with CBM-I as a component can also be useful, because there are few evidence-based, effective psychotherapies for adolescents with MID and comorbid disorders (Hronis et al., 2017; Klein et al. , 2018b), although they do need it (Dekker & Koot, 2003).
Samenvatting
Jongeren met een licht verstandelijke beperking (LVB) hebben vaker een negatieve interpretatiebias (Van Nieuwenhuijzen et al., 2004) wat kan leiden tot sociale angst (Clark et al., 1995; Rapee et al., 1997). In deze longitudinale, gerandomiseerde gecontroleerde studie is gekeken of de positieve CBM-I-training effectief was voor het verminderen van negatieve interpretatiebias, sociale angstsymptomen en exploratief reactieve agressie. De deelnemers waren Nederlandse jongeren (N=25; M leeftijd= 15.7; 64% meisjes) met LVB en ernstige gedragsproblemen, geselecteerd op zelfgerapporteerde sociale angst. De positieve CBM-I- training had geen effect: het leidde niet tot vermindering van de negatieve interpretatiebias, sociale angstsymptomen en reactieve agressie. Er zou vervolgonderzoek moeten komen bij een grotere groep, met een nog meer aangepaste positieve CBM-I-training (meer sessies en visualisaties). Daarnaast kan er onderzoek gedaan worden naar meer holistische
psychotherapieën met CBM-I als onderdeel, omdat er voor jongeren met LVB en comorbide stoornissen weinig wetenschappelijk onderbouwde en werkzame psychotherapieën zijn (Hronis et al., 2017; Klein et al., 2018b), terwijl zij deze wel nodig hebben (Dekker et al., 2003).
3 Inleiding
Bij jongeren met een licht verstandelijke beperking (LVB) komt een sociale
angststoornis vaak voor, echter ontvangt hiervoor maar één derde geestelijke gezondheidszorg (Dekker et al., 2003). In Nederland wordt in de praktijk de definitie van LVB gebruikt van een IQ tussen de 70 en 85 in combinatie met beperkingen in het sociaal aanpassingsvermogen (Moonen & Verstegen, 2006). Sociale angst wordt gekenmerkt door bezorgdheid en angst voor sociale situaties waarbij iemand negatief beoordeeld kan worden (5th ed.; DSM–5;
American Psychiatric Association, 2013). Een sociale angststoornis ontwikkelt meestal gedurende de adolescentie. Wanneer een angststoornis onbehandeld blijft, bestaat de kans dat het chronisch wordt en kan het aanzienlijke impact hebben op toekomstige beroeps-,
onderwijs- en sociale kansen (Hronis et al., 2017). Bovendien is de comorbiditeit met andere stoornissen hoog, ongeveer een tiende van de jongeren met LVB en een angststoornis heeft ook een externaliserende gedragsstoornis (Dekker et al., 2003). Vermoedelijk wordt bij jongeren met LVB normaliter ingezet op externaliserende gedragsproblemen (J. Westera, persoonlijke communicatie, 26 maart 2021). Jongeren met LVB hebben vaker cognitieve vertekeningen zoals een negatieve interpretatiebias (Van Nieuwenhuijzen et al., 2004) en een vijandige interpretatiebias (Gomez & Hazeldine, 1996). De negatieve interpretatiebias kan leiden tot sociale angst (Clark et al., 1995; Rapee et al., 1997) en de vijandige interpretatiebias tot reactieve agressie (Dodge et al., 2015). Ondanks dat er veel psychopathologie voorkomt bij jongeren met LVB (Dekker et al., 2003), is er weinig onderzoek gedaan naar de
effectiviteit van psychotherapie bij deze doelgroep (Hronis et al., 2017; Klein et al., 2018b).
Het is daarom belangrijk dat onderzocht wordt welke behandelingen specifiek voor sociaal angstige jongeren met LVB en gedragsproblemen werken.
In het huidige onderzoek wordt de effectiviteit van Cognitieve Bias Modificatie voor interpretatie (CBM-I) onderzocht voor a) de vermindering van negatieve interpretatiebias b) de afname van sociale angstsymptomen en c) de afname van reactieve agressie. Dit wordt onderzocht bij 25 jongeren tussen de 14 en 19 jaar oud met LVB, zelfgerapporteerde sociale angst en ernstige gedragsproblemen. Wanneer CBM-I blijkt te werken, kan het huidige onderzoek bijdragen aan de ontwikkeling van werkzame behandelingen voor jongeren met LVB en gedragsproblemen. CBM-I is gemakkelijk in te zetten en is cognitief niet veeleisend (Klein et al., 2018b). Dit is gunstig, omdat jongeren met LVB moeilijkheden hebben met metacognitieve vaardigheden (zoals reflecteren) die meestal wel nodig zijn om te kunnen profiteren van een interventie (Wit et al., 2011). Dit betekent dat CBM-I een aanvulling kan
4 zijn in de klinische praktijk voor het behandelen van sociale angst en mogelijk ook reactieve agressie bij jongeren met LVB.
Er zijn verschillende onderliggende processen die worden beschouwd als oorzakelijke en in standhoudende factoren van angststoornissen, zoals cognitieve processen (Mathews &
MacLeod, 2005). Volgens de cognitieve theorie (Beck et al., 1985) hebben personen met angststoornissen angst-gerelateerde cognitieve schema’s waarbij verwerkingsbronnen zoals aandacht, interpretatie en geheugen zich richten op dreigende informatie en stimuli. De kern van sociale angst volgens het cognitieve model is een goede impressie willen maken en zeer hoge verwachtingen hebben van zichzelf, terwijl onzekerheid bestaat hieraan te kunnen voldoen (Clark et al., 1995, Rapee et al., 1997). Sociaal angstige mensen zijn bang om negatief beoordeeld te worden, status te verliezen en afgewezen te worden. De cognitieve vertekeningen komen naar voren wanneer zij bezig zijn met hoe andere mensen over hen denken: in plaats van externe signalen van andere mensen te beoordelen, baseren zij dit voornamelijk op hun negatieve zelfbeeld. De aandacht richt zich naar binnen: “Mensen zien dat ik rood word en zenuwachtig ben”. Sociaal angstige mensen hebben de neiging om negatieve interpretaties te trekken uit ambigue situaties (Clark et al., 1995; Rapee et al., 1997). Dit wordt negatieve interpretatiebias genoemd.
Uit verschillende onderzoeken blijkt dat de negatieve interpretatiebias verband houdt met angst (Stuijfzand et al., 2018; Van der Molen en Salemink, 2016). Van Houtkamp et al.
(2017) onderzocht bij sociaal angstige jongeren met LVB of de negatieve interpretatiebias specifiek was voor sociale situaties. De verwachting was dat de jongeren vooral negatief zouden interpreteren in ambigue sociale situaties en niet in ambigue situaties gerelateerd aan spinnen, omdat er sprake was van sociale angst. De sociaal angstige jongeren met LVB vertoonden inderdaad een interpretatiebias die specifiek was voor sociale situaties (Houtkamp et al., 2017).
Net als bij sociale angst, gaan er bepaalde cognitieve processen vooraf aan
externaliserende gedragsproblemen en agressie; namelijk afwijkingen in sociale informatie verwerking (SIV; Crick & Dodge, 1994; Dodge et al., 2015; Van Nieuwenhuijzen et al., 2009). Afwijkingen in SIV komen vaker voor bij jongeren met LVB (Van Rest et al., 2020), ook hebben zij een groter risico op het ontwikkelen van externaliserende gedragsproblemen (Douma et al., 2007; Kaal et al., 2012). Wanneer personen de motieven van anderen in ambigue sociale situaties vaker als provocerend dan als per ongeluk interpreteren, wordt dit de vijandige interpretatiebias genoemd (Dodge et al., 2015). De vijandige interpretatiebias wordt gezien als een causale bijdrage aan de ontwikkeling en instandhouding van agressief
5 gedrag. Reactieve agressie is een vorm van agressie die ontstaat door een vijandige
intentietoekenning aan de situatie en is een boze reactie door gevoelens van frustratie of angst voor een dreiging (Dodge, 1991), deze vorm wordt in de huidige studie onderzocht.
De overeenkomst tussen negatieve- en vijandige interpretatiebias is dus dat het beiden cognitieve vertekeningen zijn betreft de intenties van de ander in een sociale situatie. Zowel negatieve- als vijandige interpretatiebiases komen voor bij angstige individuen (Deschenes et al., 2015). Volgens Beck (1976, in Wickless & Kirsch, 1988) hangen gedachten over
bedreigingen samen met angst en gedachten over aangedaan onrecht met woede. Er zijn echter ook aanwijzingen dat er sprake is van een complex samenspel tussen gedachten, gevoelens en gedrag, één negatieve gedachte kan zowel leiden tot angst als reactieve agressie (Wickless et al., 1988). Tevens blijkt uit onderzoek dat sociaal angstige mensen naast
teruggetrokken gedrag, ook risicovol en ongeremd gedrag vertonen (Kachin et al., 2001;
Kashdan, et al., 2006; Kashdan et al., 2008; Kashdan et al., 2008; Kashdan et al., 2009 in Kashdan et al., 2010). Afwijzing houdt verband met vijandige, agressieve reacties (Leary, et al., 2006). Cognitieve vertekeningen kunnen dus leiden tot verschillende gevoelens en reacties.
Aangezien cognitieve vertekeningen een rol spelen bij het ontstaan van sociale angst en reactieve agressie, zijn behandelingen gericht op dit proces mogelijk effectief (Houtkamp et al., 2017). Het herstructureren van onrealistische negatieve interpretaties naar meer realistische interpretaties is één van de belangrijkste elementen van Cognitieve Bias Modificatie (CBM) en Cognitieve gedragstherapie (CGT) (Klein et al., 2018a; Klein et al., 2018b), toch is er weinig onderzoek gedaan naar de effectiviteit onder jongeren met LVB (Hronis et al., 2017; Klein et al., 2018b). CGT blijkt volgens een review van Hronis et al.
(2017) niet per definitie geschikt voor jongeren met LVB. CGT is een ‘praattherapie’ en vereist cognitieve vaardigheden zoals reflecteren, terwijl jongeren met LVB hier juist moeite mee hebben (Hronis et al., 2017; Wit et al., 2011).
In tegenstelling tot CGT, is CBM-I cognitief niet veeleisend (Klein et al., 2018b).
CBM-I is gericht op het trainen van minder negatieve interpretatiestijlen (Menne-Lothmann et al., 2014). Studies laten veelbelovende effecten zien van CBM-I op het afnemen van de negatieve interpretatiebias en angstsymptomen (Hallion & Ruscio, 2011; Krebs et al., 2018).
In de meta-analyse van Krebs et al. (2018) zijn een aantal onderzoeken opgenomen waarbij de ambigue scenario’s in de CBM-I-training specifiek gericht waren op sociale angst, bijna al deze onderzoeken lieten een effect zien op interpretatiebias en afname van sociale angst (Belli
& Lau, 2014; Vassilopoulos & Brouzos, 2016; Vassilopoulos et al., 2009; Vassilopoulos &
6 Blackwell et al., 2014; Vassilopoulos et al., 2014; Vassilopoulos et al., 2013; Vassilopoulos et al., 2015; in Krebs et al., 2018).
Er zijn ook studies die aan de klinische relevantie van CBM-I doen twijfelen. Ten eerste gaf de meta-analyse van Fodor et al. (2020) een kritische blik op de consistente, maar kleine effecten van CBM-I op angst bij gemiddeld begaafde volwassenen. Er werd twijfel uitgesproken over het nut van CBM-I als interventie op zichzelf, maar er werd ook benoemd dat CBM-I mogelijk effectiever is voor specifieke doelgroepen in bepaalde omstandigheden.
Ten tweede bleek uit een meta-analyse dat CBM-interventies effecten hadden op het veranderen van de interpretatiebias, maar niet op angstsymptomen bij kinderen en
adolescenten (Christea et al., 2015). Dit maakt de klinische relevantie twijfelachting, maar de data van het onderzoek van Christea et al. (2015) werd later opnieuw geanalyseerd. Uit de nieuwe analyse bleek CBM alleen effectief te zijn tegen angst wanneer het was gelukt om de interpretatiebias te veranderen (Grafton et al., 2017), het verminderen van de negatieve interpretatiebias speelt dus een belangrijke rol.
Er is voor zover bekend één studie gedaan naar CBM-I bij sociaal angstige jongeren met LVB. In het onderzoek van Klein et al. (2018b) werden 69 jongeren uit het
praktijkonderwijs willekeurig toegewezen aan een positieve of controle CBM-I-training. De training bestond uit vijf sessies, elk met 40 ambigue sociale scenario’s waarbij het laatste woord ontbrak. Er werd gevraagd de laatste zin af te maken door het juiste woord te bedenken, waarna het juiste woord direct werd getoond. Bij de positieve training waren de scenario's gerelateerd aan sociale situaties, het woord aan het einde van de zin liet het verhaal positief eindigen. In de controletraining waren de ambigue scenario’s niet gerelateerd aan sociale situaties, het woord aan het einde van de zin liet het verhaal neutraal eindigen. De jongeren uit de positieve CBM-I-training vertoonden direct na de training een afname in negatieve interpretatiebias en 10 weken na de training een afname in sociale angstsymptomen (Klein et al., 2018b).
Naast het effect van CBM-I op sociale angstsymptomen bij jongeren met LVB, zijn enkele studies bekend waaruit blijkt dat CBM-I effectief is voor het verminderen van de vijandige interpretatiebias en reactieve agressie (Van Bockstaele et al., 2020; Vassilopoulos et al., 2014). In de studie van Van Bockstaele et al. (2020) werden 39 jongeren met sociaal- emotionele problemen, leerproblemen en verhoogde agressie toegewezen aan een positieve CBM-training (voor het modificeren van vijandige interpretatiebias) of een controle CBM-I- training. De positieve CBM-training leidde tot vermindering van vijandige interpretatiebias en vermindering van reactieve agressie in vergelijking met de controlegroep (Van Bockstaele et
7 al., 2020). Het weg trainen van de belemmerende interpretatiebias zorgde dus voor een
verbetering in gedrag.
Kortom, meerdere onderzoeken laten gunstige uitkomsten van CBM-I zien op
interpretatiebias en angst (Christea et al., 2015; Hallion et al., 2011; Klein et al., 2018b; Krebs et al., 2018; Menne-Lothmann et al., 2014) en op vijandige interpretatiebias en reactieve agressie (Vassilopoulos et al., 2014; Van Bockstaele et al., 2020). Er is echter meer onderzoek nodig naar de effectiviteit van CBM-I bij jongeren met LVB, ernstige gedragsproblemen en zelfgerapporteerde sociale angst. Dit is belangrijk, omdat jongeren met LVB vaak sociaal angstig zijn en gedragsproblemen hebben (Dekker et al., 2003). Verder is nog niet eerder onderzocht of de huidige positieve CBM-I-training zowel effect kan hebben op sociale angst als reactieve agressie. Wanneer CBM-I blijkt te werken, kan het huidige onderzoek bijdragen aan de ontwikkeling van werkzame behandelingen voor jongeren met LVB.
De onderzoeksvragen van het huidige onderzoek luiden als volgt: 1) In hoeverre is CBM-I effectief voor het verminderen van de negatieve interpretatiebias en leidt dit tot afname van sociale angstsymptomen bij jongeren met LVB en ernstige gedragsproblemen? 2) In hoeverre is CBM-I effectief voor het verminderen van negatieve interpretatiebias en leidt dit tot afname van reactieve agressie bij jongeren met LVB en ernstige gedragsproblemen?
Ten eerste is de verwachting, gebaseerd op het onderzoek van Klein et al. (2018b) (zie ook Christea et al., 2015; Hallion et al., 2011; Krebs et al., 2018), dat CBM-I zorgt voor vermindering van de negatieve interpretatiebias op de na- en follow-up meting. Ten tweede wordt verwacht, o.a. gebaseerd op het onderzoek van Klein et al. (2018b), dat de CBM-I- training de negatieve interpretatiebias vermindert wat leidt tot een afname van sociale
angstsymptomen op de follow-up meting (Houtkamp et al., 2017; Van der Molen et al., 2016).
Wanneer de negatieve interpretatie van sociale situaties afneemt, zal er minder sociale angst optreden doordat er bijvoorbeeld minder afwijzing of negatieve beoordeling waargenomen wordt, echter duurt het even voordat dit effect te zien is (Klein et al., 2018b). Ten derde leidt de CBM-I-training exploratief tot afname van negatieve interpretatiebias wat leidt tot afname van reactieve agressie op de follow-up meting (Leary et al., 2006; Van Bockstaele et al., 2020; Vassilopoulos et al., 2014). Eén cognitieve misvatting kan zowel leiden tot angstige als agressieve reacties (Wickless et al., 1988), daarom wordt verwacht dat de afname van de negatieve interpretatiebias ook kan leiden tot minder reactieve agressie.
8 Methode
Participanten
Het huidige onderzoek is een longitudinale, gerandomiseerde gecontroleerde studie.
De deelnemers waren Nederlandse jongeren (N=25) met LVB (IQ-score tussen de 70 en 85;
Moonen et al., 2006) tussen de 13 en 19 jaar oud (M= 15.76, SD= 1.42) waarvan 64%
meisjes. De jongeren zijn geselecteerd op zelfgerapporteerde sociale angstsymptomen (totaalscore> 9 op de SCARED-71). Om genoeg jongeren te werven is het onderzoek
uitgevoerd in twee opeenvolgende jaren, de eerste ronde startte in mei 2016, de tweede ronde startte in juni 2017. De jongeren gingen naar school of verbleven in een orthopedagogisch behandelcentrum, deze drie milieuvoorziening bestaat uit verblijf en overnachting op een behandelgroep, een interne cluster 4 school en vrijetijdsmogelijkheden (’s Heerenloo, 2021).
De doelgroep van het orthopedagogisch behandelcentrum waren jongeren tot en met 23 jaar met LVB en ernstige gedragsproblemen (Ministerie van Onderwijs, Cultuur en Wetenschap, 2020). Een berekening met G*Power 3.1 liet zien dat bij een totale steekproef van 25
jongeren, een α= .05 en een kleine effectgrootte van F=.10 de power 1−β= .61 was, bij een middelmatige effectgrootte van F=.25 was de power 1−β= .76. Bij een power van 1−β= .80 heeft de toets voldoende onderscheidingsvermogen.
Er is toestemming gevraagd en informatie verstrekt vanuit school via de post, voor de screening middels passief consent en voor de training middels actief consent. Bij jongeren onder de 16 jaar is ook toestemming aan ouder(s) of voogd(en) gevraagd. De eerste ronde deden 102 jongeren mee aan de screening en de tweede ronde 96 jongeren. Tijdens de
screening werd een vragenlijst voor sociale angst symptomen afgenomen (SCARED-71), een inclusie criterium was een verhoogde score (totaalscore> 9) (Birmaher et al., 1997; in
Bodden, et al. 2009). De eerste ronde kwamen 17 jongeren in aanmerking voor de training, waarvan er 11 deelnamen. De tweede ronde kwamen 22 jongeren in aanmerking, waarvan er 12 deelnamen. De geselecteerde jongeren werden random toegewezen aan de condities, alle jongeren die een oneven deelname getal hadden gekregen bij de screening werden
toegewezen aan de positieve CBM-I-training (11 jongeren) en de even getallen werden toegewezen aan de controle CBM-I-training (14 jongeren). Uitval werd bijvoorbeeld veroorzaakt doordat de training niet in te plannen viel, of omdat de jongeren in de eerste ronde al hadden deelgenomen.
Er is gebruik gemaakt van een bestaande dataset. Tijdens de voor-, na- en follow-up metingen zijn meerdere instrumenten afgenomen, enkel de relevante resultaten voor de
9 huidige studie zullen hier gerapporteerd worden. De huidige studie is onderdeel van een groter onderzoek naar internaliserende problematiek bij jongeren met LVB en is geregistreerd in ISRCTN met het nummer ISRCTN73367465. Voor meer informatie over de tests en vragenlijsten die hier niet besproken worden, zie Klein et al. (2018b). De huidige studie is goedgekeurd door de ethische commissie van de Universiteit van Amsterdam.
Procedure
Tussen de voor- en nameting zat drie tot vijf weken, de follow-up meting vond tien weken na de nameting plaats. De metingen en CBM-I-trainingen zijn door Master studenten Orthopedagogiek aan de Vrije Universiteit Amsterdam en een professional uit het werkveld gedaan. De afname van de metingen en de CBM-I-training vond één op één plaats op de interne school in een kantoor. De instructies werden voorgelezen en er was ook de mogelijkheid om de vragen voorgelezen te krijgen en af en toe pauze te houden (bij de training na elke 10 scenario’s), zodat de jongeren optimaal mee konden doen. De deelnemers aan de eerste ronde van de screening kregen een pen met het logo van het onderzoek en de deelnemers aan de tweede ronde van de screening kregen een sleutelhanger met het logo van het onderzoek. Alle deelnemers aan de training kregen na de vijfde sessie een VVV-
cadeaubon ter waarde van 5 euro.
Instrumenten
Interventie: positieve CBM-I
De positieve en controle CBM-I-training bestond uit vijf sessies, die twee keer per week in een tijdsbestek van drie weken werden aangeboden (vergelijkbaar met de CBM-I- training van; Klein et al., 2018b). Elke sessie bestond uit 40 ambigue scenario’s aangeboden op een computer. De scenario’s bestonden elk uit drie korte zinnen, waarbij een woord in de laatste zin ontbrak. Bij de positieve CBM-I-training waren de scenario's gerelateerd aan sociale situaties, het woord aan het einde van de zin liet het verhaal positief eindigen. In de controle CBM-I-training waren de scenario’s niet gerelateerd aan sociale situaties, het woord liet het verhaal eindigen op een neutrale, niet-emotionele manier. De scenario’s werden in tekst weergeven en voorgelezen middels een audiofragment. De jongeren werd gevraagd zich in te leven in de situatie en op de spatiebalk te drukken, het woord aan het einde van de zin verscheen met één ontbrekende letter. Er werd gevraagd de zin af te maken, daarna werd direct het juiste woord getoond. Er volgde een begripsvraag om te checken of de jongeren het verhaal begrepen en opgelet hadden (ja/nee antwoord). Er bestonden twee sets van 100
10 scenario’s, één positieve set en één neutrale set. Voor jongens en meisjes werden dezelfde scenario’s maar aangepast op het geslacht gebruikt, er bestonden daardoor 4 sets van 100 scenario’s. In tabel 1 zijn voorbeelden te zien van scenario’s uit de CBM-I-training, de interpretatietaken IREC-T en de ASTT (Klein et al., 2018b, p. 3120).
Tabel 1.
Voorbeeld Scenario’s van de CBM-I-training en beide Interpretatietaken (IREC-T en ASTT) Voorbeeld scenario training
Positieve training scenario (vrouw) Controle training scenario (man) 1.Je hebt soep gemaakt. De soep heb je op school
gemaakt. Je vriendinnen gaan de soep eten. Je vriendinnen vinden de soep …
l. kker 2. LEKKER
3. Vinden je vriendinnen de soep lekker?
a. Het antwoord van de deelnemer = JA (juist antwoord), dan:
Klopt, je vriendinnen vinden de soep heerlijk.
b. Het antwoord van de deelnemer = NEE (onjuist antwoord), dan:
Je vriendinnen vinden de soep heerlijk.
1. Je hebt soep gemaakt. Je proeft van de soep. Dit is de vierde keer dat je de soep maakt. Je vindt de soep …
lekk. r.
2. LEKKER
3. Vind je de soep lekker?
a. Het antwoord van de deelnemer = JA (juist antwoord), dan:
Je vindt de soep lekker.
b. Het antwoord van de deelnemer = NEE (onjuist antwoord), dan:
Je vindt de soep lekker.
Voorbeeld interpretatie herkenningstaak (IREC-T) scenario Pauze
A. Het is pauze en je gaat aan een tafeltje zitten.
Een jongen uit je klas loopt langs je tafel en je vraagt of hij bij je komt zitten. De jongen schudt ‘nee’ met zijn hoofd en loopt weg.
B. Het is pauze en je gaat aan een tafeltje zitten.
Een jongen uit je klas loopt langs je tafel en je vraagt of hij bij je komt zitten. De jongen schudt ‘nee’ met zijn hoofd en loopt weg. Hoe groot denk je dat de kans is dat de jongen ‘nee’ schudt met zijn hoofd en weg loopt omdat hij niet bij jou wil zitten.
Kende je de jongen die langs je tafeltje liep?
Ja / nee
De kans dat ik dit denk is … a. Zeer klein
b. Klein c. Groot d. Zeer groot
11 Interpretatie Herkenningstaak (IREC-T)
Er is gebruik gemaakt van de aangepaste Interpretatie Herkenningstaak (IREC-T) (Houtkamp et al., 2017) gevalideerd door Salemink en Van den Hout (2009), voor het meten van de negatieve interpretatiebias. De herkenningstaak is door Houtkamp et al. (2017) aangepast door de zinnen te verkorten en meer eenvoudige woorden te gebruiken. Ook is de taak aangepast van 7 naar 8 items specifiek voor sociale angst. Op de voormeting en nameting is gebruik gemaakt van dezelfde versie, bij de follow-up van een andere versie. De taak is vergelijkbaar met de CBM-I-training zelf. Er werden scenario’s gegeven waarbij werd gevraagd hoe waarschijnlijk een negatieve interpretatie van het scenario was op een 4-punts Likertschaal (1= zeer klein, 4= zeer groot). De minimale score op de IREC-T was 8 en de maximale score was 32, waarbij een hogere score wees op een hogere mate van negatieve interpretatie. De interne consistentie was voldoende (α=.75).
Ambiguous Story Telling Task (ASTT)
Met de Ambiguous Story Telling Task (ASTT) is nogmaals de interpretatiebias gemeten. Er is een tweede test gedaan, omdat deze taak minder op de CBM-I-training zelf lijkt (Klein et al., 2014, 2015), op deze manier kunnen de effecten van de training beter gegeneraliseerd worden. De ASTT bestond uit 16 scenario’s gerelateerd aan een sociale dreiging met meerkeuze antwoorden, er zijn hiervan random twee sets van 8 gemaakt die gerandomiseerd over de jongeren zijn verdeeld. De antwoorden bestonden elke keer uit 4 mogelijkheden, waarbij de antwoorden onder de volgende categorieën vielen: 1= negatief, 2=
Voorbeeld ambigue scenario taak (ASTT) scenario Feestje
Je bent uitgenodigd op een verjaardagsfeestje. Je komt net op tijd aan op het feest. Je ziet dat je de laatste bent.
Iedereen kijkt naar je als je je cadeautje geeft...
1. Je geeft je cadeau en bent bang dat iedereen denkt dat het een stom cadeau is.
2. Je vindt het cadeau niet leuk en geeft het snel.
3. Je geeft je cadeau en bent benieuwd naar de reactie.
4. Trots geef je je cadeau.
Noot. Aangepast overgenomen uit “Cognitive bias modification reduces social anxiety symptoms in socially anxious adolescents with mild intellectual disabilities: A randomized controlled trial.”, door Klein et al., 2018b, Journal of Autism and Developmental Disorders, 48(9), p. 3120.
https://doi.org/10.1016/j.brat.2015.10.006
12 negatief/neutraal, 3= neutraal en 4= positief. Een voorbeeld van een scenario staat in figuur 1.
De minimale score op de ASTT was 8 en de maximale score was 32, waarbij een lage score wees op een hogere mate van negatieve interpretatie. De interne consistentie was voldoende (α= .82).
Social Anxiety Scale for Children (SASC-R)
De SASC-R (Social Anxiety Scale for Children, Greca & Stone, 1993) is gebruikt voor het meten van sociale angstsymptomen. Er werden drie factoren gemeten met de SASC- R: 1) angst voor negatieve beoordeling door leeftijdsgenoten, 2) sociale vermijding en angst specifiek voor nieuwe situaties en, 3) gegeneraliseerde sociale vermijding en angst. De
SASC-R bestaat uit 22 stellingen waarbij de deelnemer de mate van toepasbaarheid op hem of haar beoordeelt (1=nooit, 2= zelden, 3= vaak, 4= altijd). Een voorbeeld van een item is “ik maak me zorgen over wat andere jongeren van me denken”. De minimale score op de SASC- R was 18, de maximale score was 72, waarbij een hogere score wees op een hogere mate van sociale angst. De interne consistentie was goed (α= .91).
Nederlandse Reactieve Proactieve Vragenlijst (RPQ)
Met de RPQ (Reactive Proactive Questionnaire) is de mate van reactieve agressie gemeten. De RPQ is ontwikkeld door Raine et al. (2006), in het huidige onderzoek is de Nederlandse vertaling gebruikt (Cima et al., 2013). De test bevatte 11 items die reactieve agressie maten. De deelnemers beoordeelden in hoeverre de items voor hen van toepassing waren op een 4-punts Likertschaal (1= bijna nooit, 2= soms, 3= vaak, 4= bijna altijd). Een voorbeeld van een item was “hoe vaak heb je tegen anderen geschreeuwd als zij jou
irriteerden?”. De minimale score op de subschaal reactieve agressie was 13 en de maximale score was 44, bij een hogere score was er sprake van meer reactieve agressie. De vragenlijst was aangepast van een 3-punts Likertschaal naar een 4-punts Likertschaal (L. Koppenberg, masterthesis, december 2013), door de ontbrekende middelste waarde werden de jongeren gedwongen om te kiezen. Hierdoor werd de test sensitiever, er was er een grotere variatie in antwoorden wat het effect van de relatief korte CBM-I-training beter detecteerbaar maakte.
Verder werd er instructie toegevoegd door te vragen naar de mate van agressie in de afgelopen twee weken, zodat een verandering in het gedrag beter gemeten kon worden (L.
Koppenberg, masterthesis, december 2013). De interne consistentie was goed (α= .86).
13 Resultaten
Beschrijvende statistieken
De beschrijvende statistieken van de deelnemers betreft de IREC-T, ASTT, SASC-R en RPQ op de voor- (T1) na- (T2) en follow-up meting (T3) zijn opgenomen in tabel 2. Op de voormeting is gecontroleerd of de randomisatie is gelukt doormiddel van een t-toets voor gemiddelden (onafhankelijk). Hier kwamen geen significante verschillen uit tussen de groepen (alle p’s> .07), bij een significante Levene’s toets is uitgegaan van ongelijke varianties.
Tabel 2.
Beschrijvende Statistieken: de positieve CBM-I-groep versus de controle CBM-I-groep
Positieve CBM-I-groep Controle CBM-I-groep
T1 T2 T3 T1 T2 T3
M(SD) M(SD) M(SD) M(SD) M(SD) M(SD)
IREC-T 18.56(3.58) 16.11(4.76) 18.78(4.09) 18.25(5.48) 15.17(3.97) 15.08(4.96) ASTT 18.67(5.57) 22.00(3.61) 22.44(3.58) 22.27(4.86) 23.36(4.57) 24.09(2.88) SASC-R 54.11(13.55) 48.56(14.15) 44.89(16.65) 53.67(14.17) 46.08(13.77) 39.75(13.58) RPQ 24.38(6.19) 19.13(8.10) 18.25(7.63) 21.64(8.14) 19.18(5.84) 15.91(3.78) Noot: T1= voormeting, T2= nameting, T3= follow-up meting.
Voor de ANOVA-analyse (herhaalde metingen) is gecontroleerd of er is voldaan aan een drietal assumpties. Aan de eerste assumptie is deels voldaan: de steekproef is niet random getrokken, omdat geselecteerd moest worden op sociale angstsymptomen. Wel zijn de
deelnemers random toegewezen aan de conditie. Aan de tweede assumptie, de eis van normaliteit, lijkt bij de SASC-R en de RPQ niet voldaan te zijn, bij de overige tests wel. De ANOVA analyse is echter robuust. Voor de derde assumptie lieten ten eerste alle variabelen gelijke varianties zien op de Box’s test of Equality of Covariance, daarna is Mauchly’s test uitgevoerd om te kijken naar de sphericiteit. Bij de ASTT was deze significant en is niet voldaan aan de assumptie (χ(2)= .51, p<0.01), daarom is gecorrigeerd voor vrijheidsgraden met de Greenhouse-Geisser toets. De rest van de variabelen gaf een niet-significante p bij Maulchly’s test, daarom is de Wilk’s Lambda toets gebruikt. Voor de t-toets (gepaarde metingen) is gecontroleerd of er is voldaan aan de volgende assumpties: 1) een aselecte steekproef, 2) een interval- of ratioschaal en 3) een normale verdeling. Aan alle assumpties is
14 voldaan, behalve aan de eis van normaliteit bij de SASC-R en de RPQ. Hierdoor kan een vertekend beeld ontstaan op de t-toets.
Effect van de CBM-I-training op negatieve interpretatiebias
Bij de ANOVA analyse was de (positieve of controle) CBM-I-training de factor tussen personen (between-subjects) en tijd (voor-, na- en de follow-up meting) de factor binnen personen (within-subjects). De ANOVA-analyse van de IREC-T liet geen significant hoofd- effect van tijd zien F(2, 18)= 3.02, p= .074, η²= .25 (zie ook figuur 1). Er was dus geen significant verschil op de drie meetmomenten. Er is ook geen interactie effect tussen Tijd x Trainingsgroep gevonden F(2, 18)= 1.44, p= .262, η²= .14. Paarsgewijze vergelijkingen op de verschillende meetmomenten (post-hoc analyse) lieten zowel voor de positieve als de controle CBM-I-groep geen significante effecten zien. De t-toets van de IREC-T bij de positieve trainingsgroep liet op de nameting een significant lagere score zien ten opzichte van de follow-up meting t(8)= -2.44, p=.041. De controle CBM-I-groep liet op de voormeting een significant lagere score zien ten opzichte van de nameting t(12)= 2.52, p=.027.
De ANOVA-analyse van de ASTT liet een significant hoofd-effect van tijd zien F(1.34, 17)= 4.65, p= .032, η²= .21 (zie ook figuur 2). Er is dus een significant verschil tussen de metingen op verschillende tijden. Er is geen interactie effect tussen Tijd x Trainingsgroep gevonden F(1.34, 17)= 0.80, p= .42, η²= .04. Het maakte dus niet uit of de positieve of controle CBM-I-training gevolgd werd. Paarsgewijze vergelijkingen bij de positieve CBM-I- groep gaven alleen op de voormeting een significant lagere score ten opzichte van de follow- up meting p=.02. Bij de controle CBM-I-groep werden bij de paarsgewijze vergelijkingen geen significante effecten gevonden. De t-toets gaf aan dat de positieve CBM-I-groep op de voormeting significant lager scoorde ten opzichte van de follow-up meting t(8)=-2.45, p=.04.
De t-toets van de controle CBM-I-groep liet geen significante verschillen zien op de ASTT.
Samenvattend is er onderzocht of de positieve CBM-I-training heeft gezorgd voor vermindering van de negatieve interpretatiebias op de na- en de follow-up meting. Tegen de verwachtingen in zijn er geen interactie-effecten gevonden, dus voor de afname van negatieve interpretatiebias maakte het niet uit of de positieve of de controle CBM-I-training gevolgd werd. Wel werd er een significant hoofdeffect op de ASTT gevonden, maar niet met de IREC- T. Concluderend is er te weinig bewijs gevonden om de hypothese aan te nemen dat de positieve CBM-I-training zorgt voor een daling in negatieve interpretatiebias tussen de voor- en nameting en tussen de na- en follow-up meting ten opzichte van de controle CBM-I- training.
15 Effect van interpretatiebias modificatie op sociale angstsymptomen
De ANOVA-analyse van de SASC-R liet een significant hoofd-effect van tijd zien F(2, 18)= 6.62, p= 0.007, η²=.42 (zie ook figuur 3). Er is geen interactie effect tussen Tijd x Trainingsgroep gevonden F(2, 18)= 0.28, p=.762, η²= .03. Paarsgewijze vergelijkingen voor de positieve CBM-I-groep gaven geen significante effecten tussen de verschillende
meetmomenten. Bij de controle CBM-I-groep lieten paarsgewijze vergelijkingen significant lagere scores zien op de voormeting in vergelijking met de nameting p= .034 en op de
voormeting in vergelijking met de follow-up meting p=.003. De t-toets voor gemiddelden van de SASC-R bij de positieve CBM-I-groep liet een significant lagere score zien op de
15 17 19 21 23 25
1 2 3
Gemiddelde score op de ASTT
Tijd
Neutraal Positief CBM-I- training
Figuur 2. Score op de ASTT: Positieve v.s.
Controle CBM-I
15 17 19 21 23 25
1 2 3
Gemiddelde score op de RPQ
Tijd
Neutraal Positief CBM-I- training
Figuur 4. Score op de RPQ: Positieve v.s.
Controle CBM-I
14 15 16 17 18 19 20
1 2 3
Gemiddelde score op de IREC-T
Tijd
Neutraal Positief CBM-I- training
Figuur 1. Score op de IREC-T: Positieve v.s.
Controle CBM-I
35 40 45 50 55 60
1 2 3
Gemiddelde score SASC-R
Tijd
Neutraal Positief CBM-I- training
Figuur 3. Score op de SASC-R: Positieve v.s.
Controle CBM-I
16 voormeting in vergelijking tot de follow-up meting t(8)= 2.85, p= .021. De t-toets van de SASC-R bij de controle CBM-I-groep liet een significant lagere score zien op de voormeting in vergelijking tot de follow-up meting t(11)= 2.91, p=.014.
Samenvattend kan de hypothese dat de positieve CBM-I-training zou zorgen voor afname van sociale angstsymptomen tussen de na- en follow-up meting niet worden
aangenomen. De resultaten tonen aan dat het niet uitmaakte of er werd deelgenomen aan de positieve of controle CBM-I-groep om de sociale angstsymptomen te verminderen.
Effect van interpretatiebias modificatie op reactieve agressie
De ANOVA-analyse van de RPQ liet een significant hoofd-effect van tijd zien F(2, 16)=7.91, p=.004, η²= .50 (zie ook figuur 4). Er is geen interactie effect tussen Tijd x
Trainingsgroep gevonden F(2, 16)= 0.55, p=.59, η²= .07. Paarsgewijze vergelijkingen voor de positieve CBM-I-groep lieten zien dat de voormeting significant lager scoorde in vergelijking met de nameting p=.025 en de voormeting significant lager scoorde in vergelijking met de follow-up meting p=.014. Dit betekent dat er een daling op de RPQ was voor de positieve CBM-I-groep. Voor de controle CBM-I-groep was er enkel tussen de voor- en follow-up meting een significant effect p=.008, ook hier werd een daling waargenomen. De t-toets van de RPQ bij de positieve CBM-I-groep liet een significant lagere score zien op de voormeting in vergelijking met de nameting t(7)=2.68, p=.032 en op de voormeting in vergelijking met de follow-up meting t(8)= 2.75, p= .025. Op de t-toets liet de controle CBM-I-groep op de
nameting een significant lagere score zien ten opzichte van de follow-up meting t(10)= 2.70, p=.022 en op de voormeting en significant lagere score ten opzichte van de follow-up meting t(11)= 2.94), p= .014.
Samenvattend is onderzocht of de positieve CBM-I-training exploratief zou leiden tot vermindering van reactieve agressie op de na- en follow-up meting. De resultaten tonen aan dat beide groepen verbetering lieten zien, daarom kan hypothese dat de positieve CBM-I- training zou leiden tot minder reactieve agressie op de follow-up meting niet worden aangenomen.
Discussie
Het doel van de huidige studie was om te onderzoeken of de positieve CBM-I-training zou leiden tot vermindering van negatieve interpretatiebias, sociale angstsymptomen en reactieve agressie bij jongeren met LVB, zelfgerapporteerde sociale angst en ernstige
gedragsproblemen. De verwachting was dat CBM-I juist bij deze doelgroep effectief zou zijn,
17 omdat CBM-I cognitief niet veeleisend is (Klein et al., 2018b) en jongeren met LVB
moeilijkheden hebben met cognitieve functies (Wit et al., 2011). Er is echter geen bewijs gevonden dat de positieve CBM-I-training effect had: de positieve CBM-I-training leidde niet tot vermindering van de negatieve interpretatiebias, sociale angstsymptomen en reactieve agressie in vergelijking met de controle CBM-I-training.
De positieve CBM-I-training heeft zijn doel niet bereikt om de jongeren in ambigue sociale situaties minder negatief te laten interpreteren ten opzichte van de controle CBM-I- training. De resultaten in de huidige studie zijn tegenstrijdig met eerder vergelijkbaar onderzoek. In Klein et al. (2018b) vertoonden de deelnemers (69 jongeren met LVB) uit de positieve CBM-I-groep direct na de training een afname in negatieve interpretatiebias. Het verschil met de doelgroep in de huidige studie zijn de ernstige gedragsproblemen, mogelijk is hierbij toch een andere aanpak nodig. Jongeren met LVB en gedragsproblemen hebben meer cognitieve vertekeningen, namelijk vaker negatieve interpretaties (Van Nieuwenhuijzen et al., 2004) en vijandige interpretaties (Gomez et al., 1996). Dat jongeren met LVB sociale
informatie vaker negatief interpreteren kan komen door hun beperkte vermogen om zich te kunnen verplaatsen in het perspectief van de ander (Collot d’Escury et al., 2004). Mogelijk is er bij jongeren met LVB én gedragsproblemen een langere en intensievere CBM-I-training nodig om de negatieve interpretatiebias significant te laten dalen.
De positieve CBM-I-training leidde niet tot minder sociale angstsymptomen ten opzichte van de controle CBM-I-training. De jongeren uit de positieve CBM-I-groep zijn niet minder sociaal angstig geworden. De resultaten van het huidige onderzoek zijn tegenstrijdig het onderzoek van Klein et al. (2018b), waarin de positieve CBM-I-training direct na de training leidde tot een afname in negatieve interpretatiebias en 10 weken na de training ook tot een afname van sociale angstsymptomen (Klein et al., 2018b). In de huidige studie is het niet gelukt om de negatieve interpretatiebias te laten dalen, waarschijnlijk is het daardoor ook niet gelukt om de sociale angstsymptomen te laten afnemen. Dit komt overeen met onderzoek waarbij aan werd aangetoond dat CBM alleen effectief was om angst te verminderen wanneer het was gelukt om de interpretatiebias te veranderen (Grafton et al., 2017).
Er is exploratief onderzocht of de positieve CBM-I-training effect had op het verminderen van reactieve agressie, omdat de jongeren in de huidige studie ernstige gedragsproblemen hadden. De positieve CBM-I-training zorgde niet voor een daling in reactieve agressie ten opzichte van de controle CBM-I-training. Het is nog niet eerder
onderzocht of de huidige positieve CBM-I-training tegen reactieve agressie zou helpen, maar de opzet van de huidige studie komt wel enigszins overeen met de studie van Van Bockstaele
18 et al. (2020). Hierin werd een vergelijkbare groep onderzocht (39 jongeren) en bleek er dat de CBM-training voor het modificeren van vijandige interpretatiebias leidde tot vermindering van vijandige interpretatiebias en reactieve agressie (Van Bockstaele et al., 2020). Het laten dalen van de belemmerende interpretatiebias zorgde voor een verbetering in gedrag. In het huidige onderzoek is het niet gelukt om de negatieve interpretatiebias te laten dalen, mogelijk is het hierdoor ook niet gelukt om reactieve agressie te laten afnemen.
Een sterk punt van het huidige onderzoek is dat de gebruikte CBM-I-training specifiek gericht was op sociale angst. De negatieve interpretatiebias is namelijk specifiek voor sociale ambigue situaties bij sociaal angstige jongeren met LVB (Houtkamp et al., 2017). De CBM-I zoals die in voorgaande onderzoeken werd ingezet, was in de meeste gevallen niet specifiek gericht op sociale angst, maar op verschillende vormen van angst. Verder is het effect van CBM-I voor het verminderen van sociale angstsymptomen bij de specifieke doelgroep
jongeren met LVB en ernstige gedragsproblemen niet eerder onderzocht. Vermoedelijk wordt bij deze doelgroep normaliter ingezet op agressie in plaats van internaliserende problemen zoals angst (J. Westera, persoonlijke communicatie, 26 maart 2021). Tevens is er voor het eerst exploratief gekeken of de positieve CBM-I-training via het verminderen van de negatieve interpretatiebias effect had op het verlagen van reactieve agressie.
Een zwak punt van de huidige studie is dat de positieve CBM-I-training zich richt op één aspect, namelijk het veranderen van cognities. Bij mensen met LVB is de
psychopathologie meestal multicausaal bepaald, waarbij verschillende factoren bijdragen aan het ontstaan van de psychische stoornissen en gedragsproblemen (De Koning & Collin, 2007).
De behandeling zou zich dus moeten richten op meerdere aspecten, zoals biologische factoren, de individuele leergeschiedenis, het sociaal-emotionele en cognitieve niveau en invloeden van de huidige omgeving (De Koning et al., 2007). Mogelijk is het onrealistisch om te verwachten dat CBM-I op zichzelf merkbare invloed kan hebben op sociale
angstsymptomen en reactieve agressie bij een doelgroep waarbij de psychopathologie multicausaal bepaald is en waarbij veel comorbiditeit bestaat. CBM-I behandelt een belangrijk mechanisme achter sociale angst: de interpretatiebias (Houtkamp et al., 2017;
Stuijfzand et al., 2018; Van der Molen et al. 2018b), maar mogelijk is het effectiever om dit in te bedden in een meer holistische psychotherapie in plaats van als losse training.
Ondanks dat we in het huidige onderzoek moeten constateren dat er geen effect van de positieve CBM-I-training was, is het aannemelijk dat de kleine groep deelnemers (N) heeft gezorgd voor onvoldoende power van de analyses. In Klein et al. (2018b) werden vooral kleine en enkele middelmatige interactie effecten gevonden, om deze effecten te vinden was
19 het aantal deelnemers in de huidige studie onvoldoende. Hierdoor zijn er mogelijk geen effecten gevonden die er wel waren.
Daarnaast is het de vraag of de informatiebrief deels verantwoordelijk kan zijn voor een placebo-effect in de controle CBM-I-groep. In de informatiebrief werd vermeld dat de training de jongeren zou kunnen leren met een positieve bril naar hun omgeving te kijken en beter met angstige en negatieve gevoelens om te gaan. Mogelijk is het voor de jongeren voldoende geweest om te denken dat zij bezig waren met een training die hen hierbij hielp.
Bij jongeren met LVB is namelijk de metacognitie, denken over denken, minder goed ontwikkeld (Dermitzaki et al., 2008). Hierdoor hebben de jongeren misschien niet de juiste oorzaak-gevolg trekking gemaakt en besefte zij niet dat de controle CBM-I-training geen invloed had wat een placebo-effect heeft veroorzaakt.
Vervolg onderzoek kan uitwijzen of een verder aangepaste CBM-I-training wel effectief zou zijn bij jongeren met LVB en ernstige gedragsproblemen. De meta-analyse van Menne-Lothmann (2014) geeft aanwijzingen voor verbetering. Positieve CBM-I had een groter effect wanneer er uitleg gegeven werd met ondersteunend beeldmateriaal
(visualisaties), omdat beelden volgens de onderzoekers een speciale link hebben met emoties.
Bij jongeren met LVB wordt vaak aangeraden instructies of trainingen visueel te
ondersteunen (b.v. met herkenbare plaatjes, foto’s, stripverhalen of videomateriaal; Wit et al., 2011). Meerdere studies hebben aangetoond dat jongeren met LVB visueel-ruimtelijke informatie beter verwerken dan alleen verbale informatie (Danielsson et al., 2010; Van der Molen, 2007). Daarnaast bleek de training een groter effect te hebben wanneer er meer trainingssessies gegeven werden, alhoewel nog onbekend hoeveel precies (Menne-Lothmann, 2014). Mogelijk had de CBM-I-training in de huidige studie meer effect gehad wanneer er uitleg gegeven was met ondersteunend beeldmateriaal (visualisaties) en wanneer er meer trainingssessies gegeven waren.
Verder kan in vervolgonderzoek ook gedacht worden aan andere interventies voor jongeren met LVB, zelfgerapporteerde sociale angst en gedragsproblemen, omdat het de vraag is of de negatieve interpretaties wel onrealistisch zijn. Uit Miers et al. (2011) blijkt dat de beoordeling van het eigen sociale voorkomen bij jongeren deels verstoord en deels juist is.
Het zou kunnen dat angstige jongeren inderdaad meer negatieve ervaringen hebben, zoals uitgelachen worden tijdens een presentatie of buitengesloten worden tijdens een spel. In dat geval zijn de negatieve interpretaties realiteit in plaats van een vertekening. Dan zou
behandeling zich voornamelijk moeten richten op het verminderen van deze ervaringen in plaats van het herstructureren van de negatief vertekende kijk op de wereld, om op deze
20 manier angst te verminderen.
Tot slot bevatte het huidige onderzoek te weinig deelnemers om stellige conclusies te kunnen trekken betreft de effectiviteit van CBM-I. Een grotere onderzoeksgroep zou beter zijn, maar de huidige studie heeft al in twee rondes op één drie milieu voorziening deelnemers geworven. Het blijkt lastig te zijn om genoeg sociaal angstige jongeren met LVB te werven binnen één zorginstelling. Om voldoende deelnemers te vinden, is samenwerking met andere instellingen of bijvoorbeeld het Landelijk Kenniscentrum LVB onontbeerlijk.
Samenvattend, de positieve CBM-I-training zorgde er in de huidige studie niet voor dat jongeren met LVB, zelfgerapporteerde sociale angst en ernstige gedragsproblemen minder negatief gingen interpreteren, minder sociaal angstig werden en minder reactieve agressie lieten zien. Doordat het niet is gelukt om de negatieve interpretatiebias te laten afnemen, is het waarschijnlijk ook niet gelukt om de sociale angstsymptomen en reactieve agressie te laten afnemen. Helaas was de onderzoeksgroep te klein om deze uitspraak hard te kunnen maken, er zou vervolgonderzoek moeten komen bij een grotere groep met een
positieve CBM-I-training die verder naar de doelgroep is aangepast (meer trainingssessies en visualisaties). CBM-I behandelt een belangrijk mechanisme achter sociale angst, namelijk de interpretatiebias (Houtkamp et al., 2017; Stuijfzand et al., 2018; Van der Molen et al. 2018b).
Vervolgonderzoek zou kunnen kijken naar het effect van andere psychotherapieën, of bijvoorbeeld naar CBM-I ingebed in een meer holistische psychotherapie in plaats van als losse training. Dit is belangrijk, omdat er voor jongeren met LVB en comorbide stoornissen weinig wetenschappelijk onderbouwde en werkzame psychotherapieën zijn (Hronis et al., 2017; Klein et al., 2018b), terwijl zij deze wel nodig hebben (Dekker et al., 2003).
21 Referenties
American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (5th ed.). https://doi.org/10.1176/appi.books.9780890425596
Black, D., & Grant, J. (2014). DSM-5® Guidebook the essential companion to the diagnostic and statistical manual of mental disorders, fifth edition: vol: fifth edition. American Psychiatric Publishing. http://dx.doi.org/10.1017/ipm.2015.42
Bodden, D., Bögels, S., & Muris, P. (2009). The diagnostic utility of the screen for child anxiety related emotional disorders-71 (SCARED-71). Behaviour Research and Therapy, 47(5), 418–425. https://doi.org/10.1016/j.brat.2009.01.015
Cima, M., Raine, A., Meesters, C. & Popma, A. (2013). Validation of the dutch reactive proactive questionnaire (RPQ): Differential correlates of reactive and proactive aggression from childhood to adulthood. Aggressive Behavior, 39(2), 99–113.
https://doi.org/10.1002/ab.21458
Clark, D. M., & Wells, A. (1995). A cognitive model of social phobia. In R. G. Heimberg (Red.), Social Phobia: Diagnosis, Assessment, and Treatment (pp. 69–93). Guilford Press. https://doi.org/10.1176/ps.48.8.1086
Collot d’Escury, A., Barnhard, S., & Hartsink, D. (2004). Sociale vaardigheden in perspectief:
Kunnen LVG-jongeren perspectief nemen? Onderzoek & Praktijk, 2(1), 22-31.
Crick, N., & Dodge, K. (1994). A Review and reformulation of social information-processing mechanisms in children’s social adjustment. Psychological Bulletin, 115(1), 74–101.
https://doi.org/10.1037/0033-2909.115.1.74
Cristea, I. A., Mogoase, C., David, D., & Cuijpers, P. (2015). Practitioner review: Cognitive bias modification for mental health problems in children and adolescents: A meta- analysis. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 56(7), 723–734.
https://doi.org/10.1111/jcpp.12383
Danielsson, H., Henry, L., Rönnberg, J., & Nilsson, L.G. (2010). Executive functions in individuals with intellectual disability. Research in Developmental Disabilities, 31(6), 1299–1304. https://doi.org/10.1016/j.ridd.2010.07.012
Dekker, M. C., & Koot, H. M. (2003). DSM-IV disorders in children with borderline to moderate intellectual disability. I: Prevalence and impact. Journal of Academic Child and
22 Adolescent Psychiatry, 42, 915–922.
https://doi.org/10.1097/01.CHI.0000046892.27264.1A
De Koning, N., & Collin, P. (2007). Behandeling van jeugdigen met een psychiatrische stoornis en een verstandelijke beperking. Kind en Adolescent, 28(3), 138–147.
https://doi.org/10.1007/BF03061032
Dermitzaki, I., Stavroussi, P., Bandi, M., & Nisiotou, I. (2008). Investigating ongoing strategic behaviour of students with mild mental retardation: Implementation and relations to performance in a problem-solving situation. Evaluation & Research in Education, 21(2), 96–110. https://doi.org/10.1080/09500790802152175
Deschenes, S., Dugas, M., & Gouin, J. (2015). An investigation of the effects of worry and anger on threatening interpretations and hostile attributions of ambiguous situations.
Journal of Experimental Psychopathology, 6(3), 230–241.
https://doi.org/10.5127/jep.045214
Dodge, K. A. (1991). The structure and function of reactive and proactive aggression. The development and treatment of childhood aggression, 16(5), 201-18.
Dodge, K.A., Malone, P., Lansford, J., Sorbring, E., Skinner, A., Tapanya, S., Uribe Tirado, L., Zelli, A., Alampay, L., Al-Hassan, S., Bacchini, D., Bombi, A., Bornstein, M., Chang, L., Deater-Deckard, K., Di Giunta, L., Oburu, P., & Pastorelli, C. (2015). Hostile
attributional bias and aggressive behavior in global context. Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America, 112(30), 9310-9315. https://doi- org.proxy.uba.uva.nl:2443/10.1073/pnas.1418572112
Fodor, L., Georgescu, R., Cuijpers, P., Szamoskozi, Ş., David, D., Furukawa, T., & Cristea, I.
(2020). Efficacy of cognitive bias modification interventions in anxiety and depressive disorders: A systematic review and network meta-analysis. The Lancet. Psychiatry, 7(6), 506–514. https://doi.org/10.1016/S2215-0366(20)30130-9
Gomez, R., & Hazeldine, P. (1996). Social information processing in mild mentally retarded children. Research in Developmental Disabilities, 17(3), 217–227.
https://doi.org/10.1016/0891-4222(96)00005-4
Greca, A. M., & Stone, W. L. (1993). Social anxiety scale for children-revised: Factor structure and concurrent validity. Journal of Clinical Child Psychology, 22(1), 17–27.
https://doi.org/10.1207/s15374424jccp2201_2
23 Hallion, L., & Ruscio, A. (2011). A meta-analysis of the effect of cognitive bias modification
on anxiety and depression. Psychological Bulletin, 137(6), 940–958.
https://doi.org/10.1037/a0024355
Houtkamp, E.O., van der Molen, M.J., de Voogd, E.L., Salemink, E., & Klein, A.M. (2017).
The relation between social anxiety and biased interpretations in adolescents with mild intellectual disabilities. Research in Developmental Disabilities, 67, 94–98.
https://doi.org/10.1016/j.ridd.2017.06.003
Hronis, A., Roberts, L., & Kneebone, I. (2017). A review of cognitive impairments in children with intellectual disabilities: Implications for cognitive behaviour therapy. British
Journal of Clinical Psychology, 56(2), 189–207. https://doi.org/10.1111/bjc.12133
Kaal, H. L., Brand, E. F. J. M., & Van Nieuwenhuijzen, M. (2012). Serious juvenile offenders with and without intellectual disabilities. Journal of Learning Disabilities and Offending Behaviour. Journal of Learning Disabilities, 3, 66-77.
https://doi.org/10.1177/002221947000300201
Krebs, G. Pile, V. Grant, S. Esposti, D.M., Montomery, P. & Lau, Y.F.J. (2018). Research review: Cognitive bias modification of interpretations in youth and its effect on anxiety: a meta-analysis. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 59(8), 831–844.
https://doi.org/10.1111/jcpp.12809
Kashdan, T.B. & McKnight, P.E. (2010). The darker side of social anxiety: when aggressive impulsivity prevails over shy inhibition. Current Directions in Psychological Science:
Journal of the American Psychological Society, 19(1), 47–50.
https://doi.org/10.1177/0963721409359280
Klein, A. M., Houtkamp, E.O., Salemink, E., Baartmans, J.M.D., Rinck, M., & van der Molen, M.J. (2018a). Differences between self- and peer-rated likability in relation to social anxiety and depression in adolescents with mild intellectual disabilities. Research in Developmental Disabilities, 80, 44–51. https://doi.org/10.1016/j.ridd.2018.05.016
Klein, A. M., Rapee, R. M., Hudson, J. L., Schniering, C. A., Wuthrich, V. M., Kangas, M., Lyneham, H. J., Souren, P. M., & Rinck, M. (2015). Interpretation modification training reduces social anxiety in clinically anxious children. Behaviour Research and
Therapy, 75, 78–84. https://doi.org/10.1016/j.brat.2015.10.006
24 Klein, A. M., Salemink, E., de Hullu, E., Houtkamp, E.O., Papa, M. & van der Molen, M.J.
(2018b). Cognitive bias modification reduces social anxiety symptoms in socially anxious adolescents with mild intellectual disabilities: A randomized controlled trial. Journal of Autism and Developmental Disorders, 48(9), 3116–3126. https://doi.org/10.1007/s10803- 018-3579-9
Klein, A. M., Titulaer, G., Simons, C., Allart, E., de Gier, E., Bögels, S. M., Becker, E. S., &
Rinck, M. (2014). Biased interpretation and memory in children with varying levels of spider fear. Cognition and Emotion, 28(1), 182–192.
https://doi.org/10.1080/02699931.2013.810144
Mathews, A., & MacLeod, C. (2005). Cognitive vulnerability to emotional disorders. Annual Review of Clinical Psychology, 1(1), 167–195.
https://doi.org/10.1146/annurev.clinpsy.1.102803.143916
Menne-Lothmann, V., Viechtbauer, W., Höhn, P., Kasanova, Z., Haller, S.P., Drukker, M., van Os, J., Wichers, M. & Lau, J.Y.F. (2014). How to boost positive interpretations? A meta-analysis of the effectiveness of cognitive bias modification for interpretation. PloS One, 9(6), e100925–e100925. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0100925
Ministerie van Onderwijs, Cultuur en Wetenschap. (2020). Speciaal onderwijs. Passend onderwijs. Geraadpleegd op 1 mei 2021, via
https://www.rijksoverheid.nl/onderwerpen/passend-onderwijs/speciaal-onderwijs
Miers, A., Blöte, A., & Westenberg, P. (2011). Negative social cognitions in socially anxious youth: Distorted reality or a kernel of truth? Journal of Child and Family Studies, 20(2), 214–223. https://doi.org/10.1007/s10826-010-9423-2
Moonen, X., & Verstegen, D. (2006). LVG-jeugd met ernstige gedragsproblematiek in de verbinding van praktijk en wetgeving. Onderzoek & Praktijk, 4(1), 23-28.
Van Nieuwenhuijzen, M., de Castro, B., van Aken, M., & Matthys, W. (2009). Impulse control and aggressive response generation as predictors of aggressive behaviour in children with mild intellectual disabilities and borderline intelligence. Journal of Intellectual Disability Research, 53(3), 233–242. https://doi.org/10.1111/j.1365- 2788.2008.01112.x
Raine, A., Dodge, K., Loeber, R., Gatzke‐Kopp, L., Lynam, D., Reynolds, C., Stouthamer‐
Loeber, M., & Liu, J. (2006). The reactive–proactive aggression questionnaire:
25 Differential correlates of reactive and proactive aggression in adolescent boys. Aggressive Behavior, 32(2), 159–171. https://doi.org/10.1002/ab.20115
Rapee, R., & Heimberg, R. (1997). A cognitive-behavioral model of anxiety in social phobia. Behaviour Research and Therapy, 35(8), 741–756.
https://doi.org/10.1016/S0005-7967(97)00022-3
Salemink, E., & van den Hout, M. (2009). Validation of the “recognition task” used in the training of interpretation biases. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 41(2), 140–144. https://doi.org/10.1016/j.jbtep.2009.11.006
’s Heerenloo. (2021). ’s Heeren Loo - Groot Emaus. Sociale kaart Nederland. Geraadpleegd op 1 mei 2021, via https://landelijk.socialekaartnederland.nl/organisaties/s-heeren-loo- groot-emaus-ermelo?wat=groot%20emaus
Stuijfzand, S., Creswell, C., Field, A., Pearcey, S., & Dodd, H. (2018). Research review: Is anxiety associated with negative interpretations of ambiguity in children and adolescents?
A systematic review and meta‐analysis. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 59(11), 1127–1142. https://doi.org/10.1111/jcpp.12822
Van Bockstaele, B., van der Molen, M., van Nieuwenhuijzen, M., & Salemink, E. (2020).
Modification of hostile attribution bias reduces self-reported reactive aggressive behavior in adolescents. Journal of Experimental Child Psychology, 194, 104811–104811.
https://doi.org/10.1016/j.jecp.2020.104811
Vassilopoulos, S., Brouzos, A., & Andreou, E. (2014). A multi-session attribution
modification program for children with aggressive behaviour: Changes in attributions, emotional reaction estimates, and self-reported aggression. Behavioural and Cognitive Psychotherapy, 43(5), 538–548. https://doi.org/10.1017/S1352465814000149
Van der Molen, M. J., & Salemink, E. (2016). Interpretive bias, trait anxiety, and the role of regulatory processes in adolescents. Manuscript submitted for publication.
Van der Molen, M. J., Van Luit, J. E. H., Jongmans, M. J., & Van der Molen, M. W.
(2007). Verbal working memory in children with mild intellectual disabilities, Kind en Adolescent, 28(3), 135-148. http://dx.doi.org/10.1007/BF03061026
Van Nieuwenhuijzen, M., Orobio de Castro, B., Wijnroks, L., Vermeer, A., & Matthys, W.
(2004). The relations between intellectual disabilities, social information processing, and
26 behaviour problems. European Journal of Developmental Psychology, 1(3), 215–229.
https://doi.org/10.1080/17405620444000111
Van Rest, M., Didden, R., Moonen, X., & Douma, J. (2019). Dat is gemeen! Sociale
informatieverwerking en externaliserende gedragsproblemen bij jeugdigen met een LVB:
Inzichten vanuit executieve functies, situationele factoren en instrumentontwikkeling. Met het Oog op Behandeling 5, 105–110.
Van Rest, M., Van Nieuwenhuijzen, M., Kupersmidt, J., Vriens, A., Schuengel, C., &
Matthys, W. (2020). Accidental and ambiguous situations reveal specific social
information processing biases and deficits in adolescents with low intellectual level and clinical levels of externalizing behavior. Journal of Abnormal Child Psychology, 48(11), 1411–1424. https://doi.org/10.1007/s10802-020-00676-x
Wit, M., Moonen, X. M. H., Douma, J. C. H., de Wit, M., & Landelijk Kenniscentrum LVB.
(2011). Richtlijn effectieve interventies LVB. Landelijk Kenniscentrum LVG.
Wickless, C., & Kirsch, I. (1988). Cognitive correlates of anger, anxiety, and sadness.
Cognitive Therapy and Research, 12(4), 367–377. https://doi.org/10.1007/BF01173304
