Het effect van cognitieve bias modificatie op stoppen met roken en de rol van verlangen

Cognitieve bias modificatie bij roken

Het effect van cognitieve bias modificatie op stoppen met roken en de rol van verlangen

Joakim Looij 0592463 Instelling: Universiteit van Amsterdam Afstudeerrichting: Klinische ontwikkelingspsychologie Begeleidster: H. Larsen Tweede beoordelaar: J. A. Agelink van Rentergem Zandvliet


Samenvatting In deze studie werden de effecten van een cognitieve bias modificatie training op het stoppen of minderen met roken en het verlangen om te roken onderzocht bij mensen die verslaafd zijn aan roken. Daarbij is ook een mogelijke samenhang tussen het verlangen om te roken en het aantal gerookte sigaretten een maand later onderzocht. Voor het onderzoek werden 41 deelnemers geselecteerd, bestaande uit mannen en vrouwen vanaf 18 jaar (met een gemiddelde leeftijd van 45 jaar) die verslaafd waren aan roken. De deelnemers aan het onderzoek werden willekeurig toegewezen aan een trainingconditie, waarin ze impliciet de opdracht kregen om aan roken gerelateerde plaatjes meestal te vermijden, of een controleconditie, waarin ze aan roken gerelateerde plaatjes even vaak moesten benaderen als vermijden. Daarbij kregen alle deelnemers reguliere behandeling vanuit een kliniek. De cognitieve bias modificatie training had geen effect op het aantal gerookte sigaretten, de toenaderingsbias voor roken en het verlangen om te roken. Er was wel een positieve relatie tussen het verlangen om te roken en het aantal gerookte sigaretten een maand later. Cognitieve bias modificatie training droeg in dit onderzoek dus niet bij aan de reguliere behandeling gericht op het stoppen met roken. Het is belangrijk om bij een interventie gericht op het stoppen met roken aandacht te besteden aan het verminderen van het verlangen om te roken.


Inleiding In Nederland heeft 26% van de bevolking (ongeveer 3.584.309 mensen) van 15 jaar en ouder wel eens gerookt in 2012 (Stivoro, 2012). Van de rokers in de Nederlandse bevolking vanaf 15 jaar heeft 80% in 2012 aangegeven dat ze in de toekomst van plan zijn om te stoppen met roken. Van de rokers in de Nederlandse bevolking vanaf 15 jaar die in 2011 een stoppoging hebben gedaan, heeft 4 tot 10% geen enkele sigaret of shag gerookt tot en met een jaar na de stoppoging. Uit deze cijfers blijkt dat veel rokers van plan zijn om ooit te stoppen met roken maar dat het weinig mensen ook daadwerkelijk lukt om op de langere termijn te stoppen met roken. Dit betekent dat het roken van sigaretten verslavend gedrag is dat moeilijk te veranderen is. Volgens het Dual Process model (Wiers & Stacy, 2006; Wiers et al., 2007) zijn er twee gedeeltelijk onafhankelijke processen betrokken bij verslavingsgedrag. Een reflectief en gecontroleerd proces, en een snel, associatief en impulsief proces. Voorbeelden van reflectieve gecontroleerde processen zijn bewuste overwegingen, emotieregulatie en verwachte uitkomsten van een actie. Een voorbeeld van een impulsief proces is de automatische waardering van het emotionele en motivationele belang van een stimulus. Dit betekent bijvoorbeeld dat verslavingsgerelateerde cues automatisch de aandacht krijgen van een verslaafd persoon (bijvoorbeeld het zien van een sigaret) en dat er een automatische neiging kan ontstaan om een actie uit te voeren met betrekking tot een verslavend middel (bijvoorbeeld het pakken en opsteken van een sigaret). Het automatisch vestigen van de aandacht op verslavingsgerelateerde stimuli en de automatische neiging tot actie met betrekking tot een verslavend middel worden cognitieve biases genoemd. De huidige studie richt zich op de toenaderingsbias; de automatische neiging tot actie met betrekking tot een verslavend middel (Field, Mogg & Bradley, 2005).


De relatie tussen de toenaderingsbias en een verslavend middel is bij verschillende verslavende middelen onderzocht. Field, Mogg & Bradley (2005) lieten bijvoorbeeld in hun onderzoek zien dat mensen met een sterk verlangen naar alcohol sneller alcohol-gerelateerde plaatjes benaderen dan vermijden. Uit het onderzoek van Cousijn, Goudriaan & Wiers (2011) is gebleken dat zware cannabisgebruikers sneller cannabis-gerelateerde plaatjes benaderen dan neutrale plaatjes. Verder is er uit hetzelfde onderzoek gebleken dat de toenaderingsbias voor cannabis bij zware cannabisgebruikers een voorspeller is voor de mate waarin cannabis zes maanden later wordt gebruikt: een sterke toenaderingsbias voor cannabis is gerelateerd aan een verhoging van wekelijks cannabis gebruik zes maanden later. Uit het onderzoek van Mogg, Bradley, Field en de Houwer (2003) is gebleken dat mensen die verslaafd zijn aan roken sneller reageerden wanneer ze de taak kregen om rook-gerelateerde plaatjes te benaderen en neutrale plaatjes te vermijden dan wanneer ze de taak kregen om rookgerelateerde plaatjes te vermijden en neutrale plaatjes te benaderen. Verder liet het onderzoek zien dat rokers een groter verschil hebben in reactietijd tussen de twee genoemde taken ten opzichte van niet rokers. Dit betekent dat rokers ten opzichte van niet rokers waarschijnlijk een bias hebben om rook-gerelateerde cues sneller te benaderen dan te vermijden. Van de (ex)rokers in de Nederlandse bevolking vanaf 15 jaar die in 2012 hebben aangegeven een stoppoging te hebben gedaan, heeft 35% een hulpmiddel of hulpmethode gebruikt (Stivoro, 2012). Er zijn veel verschillende hulpmiddelen en hulpmethodes ontwikkeld met het doel om mensen te helpen bij het stoppen met roken (Wu, Wilson, Dimoulas & Mills, 2006; Zhu, Melcer, Sun, Rosbrook & Pierce, 2000). Vanwege de relatie tussen cognitieve biases (zoals de toenaderingsbias) en verslaving aan middelen is er een type interventie ontwikkeld dat zich richt op het veranderen van maladaptieve cognitieve biases om mensen te helpen bij het minderen of stoppen met het gebruik van een bepaald middel. Dit type interventie wordt de cognitieve bias modificatie (CBM) genoemd (Wiers, Gladwin,


Hofmann, Salemink & Ridderinkhof, 2013). Een type CBM gericht op het veranderen van de toenaderingsbias voor een bepaald middel is ontwikkeld door middel van een aanpassing van de Approach Avoidance Task (AAT; Rinck & Becker, 2007). De AAT is een taak om de toenaderingsbias (of vermijdingsbias) bij een persoon voor een bepaalde stimulus te meten. De taak wordt uitgevoerd op een computer met een joystick waarbij een persoon de instructie krijgt om de joystick naar zich toe te trekken of van zich af te duwen afhankelijk van een bepaald kenmerk van een plaatje dat niet gerelateerd is aan de inhoud van het plaatje (bijvoorbeeld of het plaatje linksom of rechtsom gedraaid is). De reactietijden voor het duwen of trekken van de joystick met betrekking tot een categorie plaatjes geeft aan of een persoon een toenaderingsbias of een vermijdingsbias heeft voor die categorie plaatjes. In het onderzoek van Wiers, Rinck, Kordts, Houben en Strack (2009) is de AAT aangepast om een toenaderingsbias voor alcohol te veranderen in een vermijdingsbias voor alcohol. De aanpassing bestaat uit het manipuleren van het percentage alcohol-gerelateerde en neutrale plaatjes die een persoon van zich af moet duwen of naar zich toe moet trekken. Wanneer een persoon bijvoorbeeld de opdracht krijgt om 90% van de alcohol-gerelateerde plaatjes van zich af te duwen wordt die persoon getraind om de associatie tussen alcohol-gerelateerde stimuli en de automatische neiging om alcohol te willen drinken te doorbreken. Anders gezegd zal een persoon een minder grote toenaderingsbias krijgen ten opzichte van alcohol-gerelateerde stimuli. Het effect van de aangepaste AAT (de AAT-training) op het veranderen van de toenaderingsbias voor alcohol bij mensen met een alcoholverslaving is meerdere malen in klinische settings onderzocht (Eberl, Wiers, Pawelczack, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2013; Eberl, Wiers, Pawelczack, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2014; Wiers, Eberl, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2011; Wiers, Rinck, Kordts, Houben & Strack, 2009). Uit deze onderzoeken is gebleken dat de AAT-training gericht op het veranderen van de toenaderingsbias voor alcohol in een vermijdingsbias een positief effect kan hebben op het


minderen of stoppen met het gebruik van alcohol bij alcoholisten. Vanwege de positieve effecten van deze AAT-training rees de vraag of een soortgelijke AAT-training gericht op het veranderen van de toenaderingsbias voor roken ook positieve effecten zou kunnen hebben op het minderen of stoppen met roken. Bij een training die gericht is op het stoppen met roken, zoals de AAT-training, is het ook belangrijk om aandacht te besteden aan terugvalpreventie. Terugval met betrekking tot het roken van sigaretten komt regelmatig voor bij mensen die met of zonder hulpmiddelen gestopt zijn met roken (Zhu, Melcer, Sun, Rosbrook & Pierce, 2000). Uit dit onderzoek van Zhu et al. bleek dat slechts 15,2 % van de mensen die een hulpmiddel hadden gebruikt om te stoppen met roken na een jaar nog steeds gestopt waren met roken. Van de mensen die geen hulpmiddelen hadden gebruikt om te stoppen met roken was 7 % na een jaar nog steeds gestopt. Een belangrijke factor die geassocieerd bleek met terugval is het verlangen om te roken nadat iemand daarmee gestopt is (Van Zundert, Ferguson, Shiffman, & Engels, 2012; Allen, Bade, Hatsukami, & Center, 2008; Killen & Fortmann, 1997; Doherty, Kinnunen, Militello, & Garvey, 1995). Het onderzoek van Killen en Fortmann (1997) liet zien dat meer dan 32 % van de mensen die gestopt waren met roken maar een sterk verlangen hadden om te roken, binnen één week een terugval had. Verder is uit het onderzoek gebleken dat minder dan 15 % van de mensen die gestopt waren met roken en een zwak verlangen hadden om te roken, een terugval hadden binnen één week. In het onderzoek van Doherty et al. (1995) waren mensen die twee tot vier weken gestopt waren met roken maar een sterk verlangen hadden om te roken sneller geneigd om weer te roken dan mensen met een zwak verlangen om te roken na de stopdatum. Uit de beschreven onderzoeken blijkt dus dat er een positieve relatie bestaat tussen het verlangen om te roken en de kans op terugval. Ander onderzoek heeft uitgewezen dat er een relatie is tussen het verlangen om te roken en de toenaderingsbias (C. Wiers et al., 2013). In dit onderzoek werd er een positieve relatie gevonden tussen de


toenaderingsbias en het verlangen om te roken bij mensen die verslaafd zijn aan roken. De relatie tussen de toenaderingsbias en verlangen is ook gevonden voor mensen die alcohol drinken maar niet verslaafd zijn aan alcohol, oftewel sociale drinkers (Field, Mogg, & Bradley, 2005). Sociale drinkers met een sterk verlangen naar alcohol hadden in dit onderzoek meer toenaderingsbias voor alcohol-gerelateerde stimuli dan sociale drinkers met een zwak verlangen naar alcohol. Gegeven de relatie tussen het verlangen om te roken (of om alcohol te drinken) en de toenaderingsbias voor roken (of alcohol) rees de vraag of het verminderen van de toenaderingsbias met betrekking tot roken ook tot een vermindering van het verlangen om te roken leidt. Vanwege de relatie tussen het verlangen om te roken en de kans op terugval zou een interventie die de toenaderingsbias vermindert de kans op terugval kunnen verkleinen. Het huidige onderzoek richtte zich op het veranderen van de toenaderingsbias voor roken bij mensen die wilden minderen of stoppen met roken, door middel van een aangepaste versie van de AAT (de AAT-training) in combinatie met cognitieve gedragstherapie. Het doel van het onderzoek was om vast te stellen of de AAT-training (1) het roken en (2) de toenaderingsbias met betrekking tot roken bij volwassenen vermindert, (3) welk effect de AAT-training heeft op het verlangen om te roken en (4) of er een verband is tussen het verlangen om te roken na de AAT-training en het aantal gerookte sigaretten een maand na de training. Voor dit onderzoek werden deelnemers random verdeeld over een groep die de AAT-training kreeg en een groep die een placebotraining kreeg. De AAT-training en de placebotraining werden aan alle deelnemers in combinatie met cognitieve gedragstherapie vanuit de Sijthoff & Van Empel kliniek gegeven. Er werd verwacht dat deelnemers die de AAT-training gekregen hadden minder zouden roken en een minder sterke toenaderingbias zouden hebben met betrekking tot roken aan het eind van de training vergeleken met deelnemers die de placebotraining gekregen hadden. Vanwege de relatie tussen het verlangen


naar een middel en de toenaderingsbias voor dat middel werd verwacht dat aan het eind van de training het verlangen naar roken verminderd zou zijn bij de groep die de AAT-training kreeg ten opzichte van de groep die de placebotraining kreeg. Verder werd verwacht dat deelnemers met een sterk verlangen om te roken aan het eind van de training meer zouden roken in de eerste maand na de training in vergelijking met deelnemers met een zwak verlangen om te roken aan het eind van de training.

Methode Proefpersonen Voor dit onderzoek werden 41 deelnemers geselecteerd en er werd een gemiddelde effect size verwacht (r=.5) op basis van eerder onderzoek naar het effect van een AAT-training gericht op het stoppen of minderen met alcohol (Eberl, Wiers, Pawelczack, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2013). Bij een powerberekening bleek dat er minimaal 32 deelnemers nodig waren om een gemiddelde effect size te detecteren bij een significantieniveau van .05 en een power van .80. De groep deelnemers bestond uit mannen en vrouwen vanaf 18 jaar die verslaafd waren aan roken. Zij hadden zich vrijwillig aangemeld bij de Sijthoff & Van Empel kliniek te Amsterdam om van een slechte gewoonte af te komen, zoals bijvoorbeeld teveel alcohol drinken. Als bleek dat ze ook rookten werd hen gevraagd of ze de AAT-training wilden doen om te helpen stoppen met roken. Na toestemming meldden de psychologen van de Sijthoff & Van Empel kliniek de deelnemers aan. Bij een aantal deelnemers was er dus sprake van een combinatie van verslavingen, zoals roken en alcohol. Omdat de onderzoekers geen toegang hadden tot de gegevens van de deelnemers met betrekking tot comorbide verslavingen was het niet mogelijk om een selectie te maken van deelnemers waarbij er alleen sprake was van een verslaving aan roken. Ten tijde van het onderzoek hebben alle deelnemers vanuit de kliniek reguliere behandeling zoals cognitieve gedragstherapie gekregen gericht op middelengebruik. Daarbij was het mogelijk dat deelnemers met comorbide verslavingen ten


tijde van het onderzoek cognitieve gedragstherapie kregen gericht op verschillende verslavingen. Een deelnemer kon bijvoorbeeld tijdens het onderzoek cognitieve gedragstherapie krijgen voor alcoholverslaving terwijl een andere deelnemer tijdens het onderzoek cognitieve gedragstherapie kreeg die gericht was op cannabisverslaving. De indicatie voor cognitieve gedragstherapie werd gesteld door de behandelaren in de Sijthoff & Van Empel kliniek en was daardoor niet te beïnvloeden. Exclusiecriteria waren de aanwezigheid van een psychose, werkloosheid, het ontbreken van familie en een psychiatrische diagnose. Deze exclusiecriteria vloeiden voort uit de richtlijnen die gehanteerd werden in de Sijthoff & Van Empel kliniek. Materialen Toenaderingsbias De toenaderingsbias voor roken werd gemeten door middel van een aangepaste ‘Approach-Avoidance Task’ (AAT; Rinck & Becker, 2007). Deze AAT was een taak waarbij deelnemers een aantal aan roken gerelateerde plaatjes en een gelijk aantal visueel soortgelijke neutrale plaatjes te zien kregen. Voorbeelden van roken-gerelateerde plaatjes waren sigaretten, objecten die nodig zijn om te roken en mensen die sigaretten roken. De neutrale plaatjes bestonden uit mensen en objecten die visueel leken op de mensen en objecten bij de roken-gerelateerde plaatjes met betrekking tot kleur en compositie. Alle plaatjes waren 3 graden naar links of naar rechts gedraaid. De inhoud van de plaatjes was irrelevant voor het uitvoeren van de taak. Deelnemers kregen de instructie om met behulp van een joystick elk plaatje zo snel mogelijk naar zich toe te trekken of van zich af te duwen, afhankelijk van de richting waarin het plaatje was gedraaid. De helft van de deelnemers kreeg de instructie om plaatjes die naar links gedraaid waren van zich weg te duwen en plaatjes die naar rechts gedraaid waren naar zich toe te trekken, terwijl de andere helft van de deelnemers de tegenovergestelde instructie kreeg. Het naar je toe trekken en weg duwen van de joystick


vergrootte en verkleinde de plaatjes geleidelijk (zie figuur 1). Het trekken en duwen van de joystick in combinatie met het vergroten en verkleinen van de plaatjes vergrootte het gevoel van toenadering en vermijding (Neumann & Strack, 2000). Daarbij zorgde het vergroten en verkleinen van de plaatjes ervoor dat de deelnemers die de taak uitvoerden geen verkeerde interpretatie hadden van de armbeweging. Het uitstrekken van een arm als respons op een plaatje van een sigaret kan bijvoorbeeld geïnterpreteerd worden als een beweging van het lichaam af (vermijding) of als het benaderen van de sigaret. Door middel van het vergroten en verkleinen van een plaatje kon deze ambiguïteit niet ontstaan (Wiers, Rinck, Dictus & van den Wildenberg, 2009). De bias score werd berekend door het gemiddelde van de toenadering-reactietijd af te trekken van het gemiddelde van de vermijding-reactietijd voor een bepaalde categorie plaatjes (roken-gerelateerde of neutrale plaatjes). Een positieve score betekende dat er een snellere toenadering- dan vermijding-reactietijd was voor een bepaalde categorie plaatjes. Een negatieve score betekende dat er een snellere vermijding- dan toenadering-reactietijd was voor die categorie plaatjes. Een positieve en negatieve bias score komt respectievelijk overeen met een toenadering-bias en een vermijding-bias (Cousijn, Goudriaan & Wiers, 2011). Om het verschil in bias score voor de training, na de training en tijdens de follow-up te analyseren zijn eerst per proefpersoon en per tijdstip de gemiddelde bias score voor de neutrale plaatjes afgetrokken van de gemiddelde bias score van de rokengerelateerde plaatjes. Hierdoor ontstond er een bias score voor roken per proefpersoon waarbij er gecontroleerd was voor een algemene neiging tot toenadering of vermijding. Voordat de AAT begon kregen de deelnemers 15 oefenplaatjes te zien, bestaande uit grijze vierkanten.


Figuur 1 Voorbeeld van vermijding van een aan roken gerelateerde stimulus, waarbij het plaatje kleiner wordt.

AAT-training Om de toenaderingsbias voor roken te veranderen moesten de deelnemers naast de originele AAT, zoals die in de vorige paragraaf beschreven is, ook een aanpaste versie van de AAT (de AAT-training) uitvoeren, waarbij de deelnemers gerandomiseerd waren over een trainingconditie en een controleconditie. Voor het uitvoeren van de AAT-training werden de plaatjes voor de deelnemers in de trainingconditie zodanig gesorteerd dat zij 90% van de rookgerelateerde plaatjes van zich af duwden (en 10% naar zich toe trokken) en 90% van de neutrale plaatjes naar zich toe trokken (en 10% van zich af duwden). Op deze manier werd de deelnemer getraind om aan roken gerelateerde stimuli te vermijden en neutrale stimuli te benaderen. In de controleconditie werden de plaatjes voor de deelnemers zodanig gesorteerd


dat zij 50% van de rookgerelateerde en van de neutrale plaatjes van zich af duwden en 50% van de rookgerelateerde en van de neutrale plaatjes naar zich toe trokken (gelijk aan het meten van de toenaderingsbias). Verlangen om te roken Het verlangen naar roken werd tijdens de eerste, zesde en zevende sessie (zie tabel 1) van de training gemeten met behulp van de Brief Questionnaire of Smoking Urges (QSUbrief). Deze vragenlijst bestaat uit 10 vragen en geeft aan hoe groot het verlangen is om te roken op het moment van afname. Uit eerder onderzoek is gebleken dat de QSU-brief een betrouwbare test is om het verlangen om te roken te meten en dat de QSU-brief twee verschillende aspecten van verlangen meet (Toll, Katulak & McKee, 2006; Cox, Tiffany & Christen, 2001). Volgens het onderzoek van Toll, Katulak en McKee (2006) is het eerste aspect dat gemeten wordt met de QSU-brief de intentie en het verlangen om te roken (betrouwbaarheidscoëfficiënt α=.91). Het tweede aspect is de verwachte afname van een negatief affect door roken (betrouwbaarheidscoëfficiënt α=.80). Uit onderzoek van Littel, Franken en Muris (2011) is gebleken dat de QSU-brief een hoge validiteit (correlatiecoëfficiënten van ρ=.80, ρ=.77 en ρ=.76 met soortgelijke vragenlijsten) en een goede interne consistentie (betrouwbaarheidscoëfficiënt α>.83) heeft. Ook in de huidige studie had de QSU-brief een goede interne consistentie tijdens de eerste sessie (α=.88), de zesde sessie (α=.86) en de zevende sessie (α=.81). Voorbeelden van items op de QSU-brief zijn “Ik verlang op dit moment naar een sigaret” en “Ik zou alles beter onder controle hebben als ik nu mocht roken”. Voor elk item op de vragenlijst kon een proefpersoon aangeven hoe sterk hij of zij het met de stelling eens was op een schaal van 1 (helemaal oneens) tot 7 (helemaal eens). Nadat de vragenlijst volledig ingevuld was werden de scores op elk item bij elkaar opgeteld voor een totaalscore. De minimumscore die behaald kon worden op de QSUbrief was 10 en de maximumscore die behaald kon worden was 70. Een score van 10 betekent


dat er nauwelijks een verlangen is om te roken en een score van 70 betekent dat er een heel sterk verlangen is om te roken. Voor de analyse werd de gemiddelde score per tijdstip (voor de eerste training, na alle trainingssessies en tijdens de follow-up) gebruikt. Nicotine-afhankelijkheid De nicotine-afhankelijkheid werd tijdens de eerste sessie gemeten met de modified Fagerström Tolerance Questionnaire (mFTQ). Deze vragenlijst bestaat uit zeven vragen en geeft aan hoe afhankelijk iemand is van nicotine. Uit onderzoek is gebleken dat de mFTQ een valide test is om de afhankelijkheid van nicotine te meten (Prokhorov et al., 2000). In dit onderzoek is er een positieve significante correlatie gevonden (r=.40) tussen de mFTQ-score en cotinine (een omzettingsproduct van nicotine) in speeksel. Uit ander onderzoek is gebleken dat de mFTQ een betrouwbare test is (betrouwbaarheidscoëfficiënt α=.83) om de afhankelijkheid van nicotine te meten (Wellman et al., 2006). Ook in de huidige studie had de mFTQ een goede interne consistentie (betrouwbaarheidscoëfficiënt α=.73). Voorbeelden van items op de mFTQ zijn “Welke sigaret vind je het moeilijkst om te missen?” en “Rook je ook als je zo ziek bent dat je het grootste deel van de dag in bed ligt?”. Voor het item “Rook je meer gedurende de eerste twee uur na het wakker worden dan de rest van de dag?” waren twee antwoordmogelijkheden, namelijk ja of nee. Voor de andere zes items waren er vier antwoordmogelijkheden. Bij de antwoordmogelijkheden voor elk item was er een bijpassende score. Nadat de vragenlijst volledig ingevuld was werden de scores op elk item bij elkaar opgeteld voor een totaalscore. De minimumscore die behaald kon worden was 7 en de maximumscore die behaald kon worden was 28. Een score van 7 betekende een minimale mate van nicotine-afhankelijkheid en een score van 28 een maximale mate van nicotineafhankelijkheid. Voor de analyse werd per deelnemer de gemiddelde score per vraag gebruikt. Roken


Het aantal gerookte sigaretten per dag werd tijdens het onderzoek door middel van een gestructureerd interview gemeten (Time-line followback; TLFB; Sobell & Sobell, 1992). Uit onderzoek is gebleken dat de TLFB een betrouwbaar en valide instrument is om het aantal gerookte sigaretten bij volwassenen en adolescenten te meten (Lewis-Esquerre et al., 2005; Robinson, Sobell, Sobell & Leo, 2012). Het aantal gerookte sigaretten per dag werd vanaf een maand voor de eerste sessie tot en met de follow-up sessie gemeten. Voor de analyse werd per deelnemer en per tijdstip (voor de training, na de training en tijdens de follow-up) het gemiddeld aantal gerookte sigaretten per dag gebruikt. Procedure In een randomized controlled experiment kregen alle deelnemers ten tijde van het onderzoek reguliere cognitieve gedragstherapie (gericht op stoppen met roken, drinken en/of een andere verslaving) en werden ze, na informed consent, willekeurig verdeeld in een trainingconditie waarin ze de AAT-training kregen en een controleconditie waarin ze een placebo-AAT-training kregen. De deelnemers en de behandelaars in de kliniek werden voor en tijdens het onderzoek niet geïnformeerd over de conditie waaraan de deelnemers toegewezen waren. De AAT-training bestond uit vijf wekelijkse sessies (zie tabel 1). Voorafgaand aan de eerste AAT-training werd er een voormeting gedaan die de toenaderings/vermijdings-bias mat aan de start van de training. Een week na de laatste sessie werd een nameting gedaan en een maand later vond er een follow-up meting plaats van de toenaderings/vermijdings-bias. De AAT en de AAT-training werden uitgevoerd op een laptop met een joystick. De mFTQ vragenlijst werd tijdens de eerste sessie afgenomen. De QSUbrief vragenlijst werd tijdens de eerste sessie, de nameting en de follow-up meting afgenomen, steeds voordat de training werd gegeven. Het aantal gerookte sigaretten in de week voorafgaand aan sessie twee tot en met vijf werd voor de training gemeten middels een interview (TLFB). Het aantal gerookte sigaretten vier weken voor de eerste sessie en vier


weken voor de follow-up sessie werd ook voor de training gemeten middels een interview (TLFB). Tabel 1 Tijdschema van dit onderzoek Sessie 1:

Sessie 2 t/m 5:

Sessie 6:

Sessie 7:

Baseline meting &

AAT-training

Nameting

Follow-up meting

- AAT

- AAT

- AAT

- AAT

- AAT-training

- AAT-training

- QSU-brief

- QSU-brief

- QSU-brief

- TLFB

- TLFB

- TLFB

Week 2 t/m 5

Week 6

Week 10

1ste AAT-training

- TLFB - mFTQ Week 1

Alle sessies van het onderzoek vonden plaats in de Sijthoff & Van Empel kliniek. Het onderzoek is door de commissie ethiek van de Universiteit van Amsterdam beoordeeld en goedgekeurd. Alle deelnemers werden na het onderzoek geïnformeerd over de conditie waarin ze zaten (trainingconditie of controleconditie). Verder kregen alle deelnemers de mogelijkheid om de training na het onderzoek voort te zetten.

Resultaten Het effect van de training op roken Van de 41 deelnemers die begonnen zijn aan het onderzoek was er bij één deelnemer sprake van een technisch probleem tijdens het onderzoek waarom de data van deze deelnemer geëxcludeerd worden van alle analyses. Van de 40 overgebleven deelnemers zaten er 20 in de trainingconditie en 20 in de controleconditie. Om het effect van de AAT-training op het aantal


gerookte sigaretten te meten is er een intention-to-treat analyse uitgevoerd (Gupta, 2011). Er is gekozen voor een intention-to-treat analyse om te controleren voor het effect van deelnemers die voortijdig met het onderzoek zijn gestopt op de werking van de AAT-training. Voor de intention-to-treat analyse zijn de gegevens van alle deelnemers die aan het onderzoek begonnen zijn, meegenomen in de analyse. Van de 40 deelnemers zijn er 16 deelnemers voortijdig met het onderzoek gestopt; de ontbrekende gegevens van die 16 deelnemers zijn volgens de last observation carried forward methode aangevuld (Shao & Zhong, 2003). Dit betekent dat de laatste beschikbare gegevens van elke deelnemer gebruikt zijn om de ontbrekende gegevens aan te vullen. Er is geen significant verschil gevonden voor leeftijd (t(38)=1.740, p=.090) en sekse (p=1.000, Fisher’s Exact Test) tussen de twee condities. Verder was er aan het begin van het onderzoek ook geen significant verschil in het gemiddeld aantal gerookte sigaretten per dag (t(38)=-.416, p=.680) en de gemiddelde nicotineafhankelijkheid (t(38)=-.782, p=.439) tussen de twee condities. Tabel 2a Gerookte sigaretten per dag (controleconditie) Tijdstip

N

M

SD

Minimum

Maximum

Mediaan

Voor de training

20

14.84

9.07

0.14

30.00

14.52

Na de training

20

8.48

10.00

0.00

37.14

6.36

Follow-up

20

8.51

9.95

0.00

37.14

6.18


Tabel 2b Gerookte sigaretten per dag (trainingconditie) Tijdstip

N

M

SD

Minimum

Maximum

Mediaan

Voor de training

20

15.97

8.01

1.36

29.29

16.30

Na de training

20

10.03

7.89

0.00

30.00

9.79

Follow-up

20

9.40

7.20

0.00

27.00

9.46

Het gemiddeld aantal gerookte sigaretten per dag na de training was niet normaal verdeeld in de controleconditie (D(20)=.198, p=.038) en in de trainingconditie (D(20)=.194, p=.046). Tijdens de follow-up was het gemiddeld aantal gerookte sigaretten per dag niet normaal verdeeld in de controleconditie (D(20)=.196, p=.042). Vanwege schending van de assumptie van normaal verdeelde data, ook na transformatie, is het verschil tussen de trainingconditie en de controleconditie in het gemiddeld aantal gerookte sigaretten per dag voor de training, na de training en tijdens de follow-up geanalyseerd door middel van nonparametrische toetsen. Uit de analyse bleek dat er geen significant verschil was tussen de controleconditie en de trainingconditie in het gemiddeld aantal gerookte sigaretten per dag voor de training (Kolmogorov-Smirnov Z=.474, p=.981), na de training (Kolmogorov-Smirnov Z=.949, p=.317) en tijdens de follow-up (Kolmogorov-Smirnov Z=.632, p=.799). Dit betekent dat de AAT-training geen significant effect had op het gemiddeld aantal gerookte sigaretten per dag. Het verschil in het gemiddeld aantal gerookte sigaretten per dag voor de training, na de training en tijdens de follow-up is per conditie geanalyseerd door middel van Friedman’s ANOVA. Uit deze analyse bleek dat er een significant verschil was in het gemiddelde aantal gerookte sigaretten per dag voor de training, na de training en tijdens de follow-up, zowel in de controleconditie (χ2 (2)=12.551, p=.001) als in de trainingconditie (χ2 (2)=8.778, p=.011).


Door middel van de Wilcoxon signed-rank test zijn er post hoc analyses uitgevoerd om de verschillen in het gemiddeld aantal gerookte sigaretten per dag tussen de drie tijdstippen (voor de training, na de training en tijdens de follow-up) nader te onderzoeken. Voor de post hoc analyses is er een Bonferroni correctie toegepast om te corrigeren voor herhaalde metingen binnen dezelfde populatie. Omdat er bij de post hoc analyses drie testen zijn uitgevoerd binnen dezelfde populatie is er een significantieniveau van .05/3=.0167 gehanteerd. De mediaan voor het gemiddelde aantal gerookte sigaretten voor de training, na de training en tijdens de follow-up in de controle conditie was respectievelijk 14.52, 6.36 en 6.18 (zie tabel 2a). Uit de post hoc analyses bleek dat er in de controleconditie een significant verschil was in het gemiddelde aantal gerookte sigaretten per dag voor de training en na de training (Z=2.576, p=.008), en voor de training en tijdens de follow-up (Z=-2.595, p=.008). Dit betekent dat deelnemers in de controleconditie gemiddeld minder sigaretten rookten per dag na de training en tijdens de follow-up dan voor de training. In de trainingconditie was de mediaan voor het gemiddelde aantal gerookte sigaretten voor de training, na de training en tijdens de follow-up respectievelijk 16.30, 9.78 en 9.46 (zie tabel 2b). In de trainingconditie was er een significant verschil in het gemiddeld aantal gerookte sigaretten voor de training en tijdens de follow-up (Z=-2.427, p=.014). Dit betekent dat deelnemers in de trainingconditie gemiddeld minder sigaretten rookten per dag tijdens de follow-up dan voor de training. Samengevat vonden wij een significant verschil in het aantal gerookte sigaretten voor en na de AAT-training, voor zowel de trainingconditie als de controleconditie. In beide condities rookten deelnemers gemiddeld minder sigaretten per dag tijdens de follow-up dan voor de training.


Het effect van de training op de bias voor roken Om het effect van de AAT-training op de toenaderingsbias voor roken te meten is er een per protocol analyse uitgevoerd. Voor de per protocol analyse zijn de gegevens van de 16 deelnemers die voortijdig met het onderzoek gestopt zijn alsook de gegevens van de deelnemer die geëxcludeerd is wegens technische problemen niet gebruikt in de analyse. Van alle geëxcludeerde deelnemers zaten er negen in de trainingconditie en acht in de controleconditie. Van de resterende 24 deelnemers zaten er 12 in de trainingconditie en 12 in de controleconditie. Gemiddeld waren de deelnemers in de controleconditie ouder (M=50.25, SE=2.6), dan de deelnemers in de trainingconditie (M=40.33, SE=2.7). Dit verschil was significant t(22)=2.65, p=.015. Er is geen significant verschil gevonden voor sekse tussen de twee condities (p=.680, Fisher’s Exact Test). Verder was er aan het begin van het onderzoek geen significant verschil in de gemiddelde nicotine afhankelijkheid (t(22)=.303, p=.765) tussen de twee condities. Tenslotte was er ook geen significant verschil in de gemiddelde bias score tussen de twee condities voor zowel de roken-gerelateerde plaatjes (t(22)=.888, p=.384) als de neutrale plaatjes (t(22)=.267, p=.792). Tabel 3a Bias scores voor roken (controleconditie) Tijdstip

N

M

SD

Minimum

Maximum

Mediaan

Voor de training

12

22.27

108.61

-169.72

165.92

55.32

Na de training

12

-19.58

47.63

-57.38

119.38

-28.36

Follow-up

12

-17.07

72.31

-113.04

134.26

-36.44


Tabel 3b Bias scores voor roken (trainingconditie) Tijdstip

N

M

SD

Minimum

Maximum

Mediaan

Voor de training

12

-7.67

105.38

-228.99

130.03

0.31

Na de training

12

-2.09

53.01

-98.04

91.50

-6.16

Follow-up

12

-16.05

77.08

-140.19

100.61

-16.27

De bias score voor roken na de training was niet normaal verdeeld in de controleconditie (D(12)=.252, p=.033). Vanwege schending van de assumptie van normaal verdeelde data, ook na transformatie, is het verschil in bias score voor roken tussen de trainingconditie en de controleconditie voor de training, na de training en tijdens de follow-up geanalyseerd door middel van non-parametrische toetsen. Uit deze analyse bleek dat er geen significant verschil was in bias score voor roken tussen de controleconditie en de trainingconditie voor de training (Kolmogorov-Smirnov Z=.612, p=.869), na de training (Kolmogorov-Smirnov Z=1.225, p=.100) en tijdens de follow-up (Kolmogorov-Smirnov Z=.612, p=.869). Dit betekent dat we geen significant effect vonden van de AAT-training op de toenaderingsbias voor roken. Het verschil in bias score voor roken voor de training, na de training en tijdens de follow-up is per conditie geanalyseerd door middel van Friedman’s ANOVA. Hierbij bleek dat er geen significant verschil was in bias score voor roken voor de training, na de training en tijdens de follow-up in de controleconditie (χ2 (2)=2.000, p=.434) en in de trainingconditie (χ2 (2)=2.167, p=.383). Samengevat is er geen significant verschil aangetoond in de toenaderingsbias voor roken voor en na de AAT-training, voor zowel de trainingconditie als de controleconditie.


Het effect van de training op het verlangen om te roken Om het effect van de AAT-training op het verlangen om te roken te meten is er wederom een per protocol analyse uitgevoerd zoals beschreven in de voorgaande paragraaf. Aan het begin van het onderzoek werd geen significant verschil gevonden tussen de condities in het verlangen om te roken (t(22)=-.452, p=.656). Tabel 4a Het verlangen om te roken (controleconditie) Tijdstip

N

M

SD

Minimum

Maximum

Mediaan

Voor de training

12

2.57

1.19

1.20

4.50

2.10

Na de training

12

1.91

0.92

1.10

4.00

1.50

Follow-up

12

1.69

0.92

1.00

3.80

1.25

Tabel 4b Het verlangen om te roken (trainingconditie) Tijdstip

N

M

SD

Minimum

Maximum

Mediaan

Voor de training

12

2.78

1.07

1.00

4.40

2.70

Na de training

12

2.25

0.94

1.20

3.70

2.20

Follow-up

12

1.80

0.66

1.00

2.90

1.75

De gemiddelde score op de QSU-brief was in de controleconditie niet normaal verdeeld na de training (D(12)=.254, p=.031) en tijdens de follow-up (D(12)=.331, p=.001). Vanwege schending van de assumptie van normaal verdeelde data, ook na transformatie, is het verschil tussen de training conditie en de controle conditie in gemiddelde score op de


QSU-brief voor de training, na de training en tijdens de follow-up geanalyseerd met nonparametrische toetsen. Uit deze analyse bleek dat er geen significant verschil was tussen de controleconditie en de trainingconditie in gemiddelde score op de QSU-brief voor de training (Kolmogorov-Smirnov Z=.816, p=.495), na de training (Kolmogorov-Smirnov Z=.612, p=.756) en tijdens de follow-up (Kolmogorov-Smirnov Z=1.021, p=.241). Dit betekent dat we geen significant effect van de AAT-training konden aantonen op het verlangen om te roken. Het verschil in gemiddelde score op de QSU-brief voor de training, na de training en tijdens de follow-up is per conditie geanalyseerd door middel van Friedman’s ANOVA. Daarbij bleek dat er wel een significant verschil in gemiddelde score op de QSU-brief was tussen de voormeting, de nameting en de follow-up, zowel in de controleconditie (χ2 (2)=11.455, p=.002) als in de trainingconditie (χ2 (2)=11.511, p=.002). Door middel van de Wilcoxon signed-rank test zijn er post hoc analyses uitgevoerd om de verschillen in gemiddelde score op de QSU-brief tussen de drie tijdstippen (voor de training, na de training en tijdens de follow-up) nader te onderzoeken. Voor de post hoc analyses is er weer een Bonferroni correctie toegepast, op dezelfde wijze als bij de analyse van het aantal gerookte sigaretten. De mediaan van de gemiddelde scores op de QSU-brief voor de training, na de training en tijdens de follow-up in de controle conditie was respectievelijk 2.10, 1.50 en 1.25 (zie tabel 4a). Met de post hoc analyses werd er in de controle conditie geen significant verschil in gemiddelde score op de QSU-brief gevonden tussen de drie tijdstippen (voor de training, na de training en tijdens de follow-up). Dit betekent dat met de post hoc analyses niet bepaald kon worden in welke periode(s) het met de ANOVA gevonden effect optreedt. De mediaan van de gemiddelde scores op de QSU-brief voor de training, na de training en tijdens de follow-up in de trainingconditie is respectievelijk 2.70, 2.20 en 1.75 (zie tabel 4b). In de trainingconditie zagen we alleen een significant verschil in gemiddelde score op de QSU-brief


voor de training en tijdens de follow-up (Z=-2.677, p=.004). Dit betekent dat ook voor deze conditie niet bepaald kon worden in welke periode(s) het effect optreedt. Uit deze resultaten bleek dus dat er zowel in de trainingconditie als in de controleconditie een significant effect was opgetreden met betrekking tot het verlangen om te roken. In beide condities was het verlangen om te roken kleiner na de behandeling dan voor de behandeling. Met de post hoc analyses vonden we wel een significant effect in de trainingconditie maar niet in de controleconditie. Dit betekent dat het gevonden effect op het verlangen om te roken in de trainingconditie groter was dan in de controleconditie.

Verband tussen het verlangen om te roken en het aantal gerookte sigaretten Het verband tussen het verlangen om te roken na de training en het gemiddelde aantal gerookte sigaretten tijdens de follow-up is voor elke deelnemer weergegeven in de onderstaande figuur.


Figuur 2 Gemiddelde aantal gerookte sigaretten per dag tijdens de follow-up (T3) naar verlangen om te roken na afloop van de training (T2).

De gemiddelde score op de QSU-brief na de training was niet normaal verdeeld (D(24)=.234, p=.002). Ook het gemiddelde aantal gerookte sigaretten per dag tijdens de follow-up was niet normaal verdeeld (D(24)=.187, p=.030), zodat ook hier non-parametrische toetsen zijn gebruikt. Om de correlatie tussen het verlangen om te roken aan het eind van de training en het gemiddeld aantal gerookte sigaretten per dag tijdens de follow-up te meten is Kendall’s tau berekend. Hiermee werd een significante positieve relatie gevonden tussen de gemiddelde score op de QSU-brief aan het eind van de training en het gemiddelde aantal gerookte sigaretten per dag tijdens de follow-up ( =.325, p=.034). Dit betekent dat een sterker verlangen om te roken aan het eind van de training gepaard ging met een gemiddeld groter aantal gerookte sigaretten per dag tijdens de follow-up.


Discussie De huidige studie is de eerste studie die het effect heeft onderzocht van een AATtraining gericht op het veranderen van de toenaderingsbias voor roken bij mensen die willen minderen of stoppen met roken. In deze studie is gebleken dat zowel de AAT-training als de placebotraining (beide in combinatie met een reguliere behandeling) het aantal gerookte sigaretten door de deelnemers vermindert. Wij konden in dit onderzoek echter geen toegevoegde waarde aantonen van de AAT-training ten opzichte van de placebotraining op het verminderen van het aantal gerookte sigaretten. Verder vonden wij geen effect van de AAT-training op de toenaderings- en vermijdingsbias voor roken. Zowel in de groep met de AAT-training als in die met de placebotraining hadden de deelnemers na de training een minder groot verlangen om te roken dan voor de training. Uit de vervolganalyse bleek dat dit effect van de AAT-training groter was dan het effect van de placebotraining. Ten slotte is er een positief verband gevonden tussen het verlangen om te roken aan het eind van de training en het aantal gerookte sigaretten een maand later. De belangrijkste bevinding in de huidige studie is dat zowel de AAT-training als de placebotraining in combinatie met een reguliere behandeling hebben geleid tot een vermindering van het aantal gerookte sigaretten. In ons onderzoek heeft de AAT-training ten opzichte van de placebotraining het effect van de reguliere behandeling echter niet significant vergroot. De positieve effecten van de AAT-training bij mensen die verslaafd zijn aan alcohol (Eberl, Wiers, Pawelczack, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2013; Eberl, Wiers, Pawelczack, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2014; Wiers, Eberl, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2011; Wiers, Rinck, Kordts, Houben & Strack, 2009) waren in de huidige studie dus niet reproduceerbaar bij mensen die verslaafd zijn aan het roken van sigaretten. Eén mogelijke verklaring hiervoor is dat de AAT-training niet goed aansloot op de reguliere behandeling tijdens het onderzoek. Bij veel deelnemers was er bij aanvang van het onderzoek sprake van


comorbide verslavingsproblematiek. De reguliere behandeling die de deelnemers tijdens het onderzoek kregen was vanwege deze comorbide verslavingsproblematiek niet altijd gericht op het minderen of stoppen met roken maar bijvoorbeeld op het minderen of stoppen met alcoholica. Mogelijk had de AAT-training hierbij weinig effect door een gebrek aan afstemming tussen de reguliere behandeling en de AAT-training. Een andere mogelijke verklaring voor het ontbreken van een effect van de AAT-training op het aantal gerookte sigaretten is dat de AAT-training in dit onderzoek ook geen effect heeft gehad op de toenaderingsbias voor roken. De theorie achter de werking van de AAT-training is dat de AAT-training een vermijdingsbias creëert voor een bepaald middel. Doordat er een vermijdingsbias ontstaat, is het makkelijker om te minderen of te stoppen met het gebruik van dat middel. In de huidige studie heeft de AAT-training niet geleid tot een significante verandering in de bias voor roken. Dat zou het gevolg geweest kunnen zijn van de grote spreiding van de reactietijden waarmee de bias-scores zijn berekend, waardoor een mogelijk effect van de AAT-training niet werd gevonden. Deze grote spreiding in reactietijden kan verschillende oorzaken hebben. Eén oorzaak zou kunnen zijn dat deelnemers niet meer gemotiveerd waren voor de AAT-training wanneer zij tijdens het onderzoek al gestopt waren met roken. Een hierdoor verminderde motivatie kan van invloed zijn geweest op de gemeten reactietijden. Een andere mogelijke oorzaak voor de grote spreiding in reactietijden zou kunnen zijn dat de impliciete instructie (let op de stand van het plaatje, niet op de inhoud) voor de AAT-training tot verwarring leidde bij de deelnemers. De deelnemers kregen de instructie om plaatjes naar zich toe te trekken of van zich af te duwen, afhankelijk van de richting waarin het plaatje was gedraaid. Uit gesprekken met de deelnemers bleek echter dat ze vaak geneigd waren om toch plaatjes naar zich toe te trekken of van zich af te duwen op basis van de inhoud van het plaatje. Eén mogelijke verklaring hiervoor is dat de deelnemers een aandachtsbias hadden voor aan roken gerelateerde stimuli waardoor de aandacht


automatisch naar de inhoud van het plaatje ging in plaats van de richting waarin het plaatje was gedraaid. De impliciete instructie en de neiging van deelnemers om de AAT-training op basis van de inhoud van de plaatjes uit te voeren kan zo voor verwarring hebben gezorgd tijdens het uitvoeren van de AAT-training en invloed hebben gehad op de gemeten reactietijden. In eerder onderzoek naar de AAT-training bij mensen met een alcoholverslaving is er geen verschil gevonden tussen het geven van impliciete (reageer op de stand van het plaatje) en expliciete (reageer op de inhoud van het plaatje) instructies (Wiers, Eberl, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2011). Vanwege deze bevinding en de mogelijke verwarring die deelnemers in de huidige studie hadden vanwege de impliciete instructies is het belangrijk om meer onderzoek te doen naar het effect van impliciete versus expliciete instructies. Naast de waarneming dat de AAT-training ten opzichte van de placebotraining het effect van de reguliere behandeling op het aantal gerookte sigaretten niet significant vergrootte, leek de AAT-training het effect van de reguliere behandeling op het verlangen om te roken ook niet te vergroten. Er werd namelijk geen significant verschil gevonden tussen de controleconditie en de trainingconditie met betrekking tot het verlangen om te roken voor en na de training. Deze bevinding komt niet overeen met eerder onderzoek naar het effect van de AAT-training op het verlangen bij mensen met een alcoholverslaving (Wiers, Eberl, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2011). Een mogelijke verklaring hiervoor is dat de AAT-training in het huidige onderzoek geen effect heeft gehad op de toenaderingsbias terwijl dit in het onderzoek van Wiers et al. (2011) wel het geval is geweest. Eerder onderzoek heeft aangetoond dat er een samenhang is tussen de toenaderingsbias en het verlangen bij alcohol (Field, Mogg, & Bradley, 2005) en bij het roken van sigaretten (C. Wiers et al., 2013). De AAT-training is gericht op het veranderen van de toenaderingsbias en mogelijk verandert het verlangen naar een bepaald middel alleen wanneer de toenaderingsbias verandert. In de huidige studie werd er binnen de condities wel een afname gezien van het verlangen om te


roken na de training. Daarbij was het opvallend dat dit verschil bij de post hoc analyses alleen teruggevonden werd in de trainingconditie (er was een significant verschil tussen de voormeting en de follow-up) en niet in de controleconditie. Het is dus niet uitgesloten dat de AAT-training ten opzichte van de placebotraining op de lange termijn toch het effect van de reguliere behandeling op het verlangen om te roken vergroot. Wij vonden schijnbaar tegenstrijdige resultaten met betrekking tot het verschil in het verlangen om te roken tussen de condities en het verschil binnen de condities. Bij vergelijking tussen de condities vonden wij geen significant verschil tussen het effect van de AAT-training en de placebotraining. Als we naar het beloop van het verlangen om te roken in de tijd keken nam dat in beide groepen af maar met de post-hoc analyse vonden wij alleen een significant verschil tussen de uitgangssituatie en de follow-up in de groep met de AAT-training en niet in de groep met de placebotraining. Eén mogelijke verklaring voor de tegenstrijdige resultaten is dat het effect van de AAT-training op het verlangen om te roken te klein geweest kan zijn om te detecteren in een onderzoek met een groepsgrootte als in de huidige studie. Een eventueel effect van de AAT-training op het verlangen om te roken zou dan kunnen worden aangetoond in een grotere onderzoeksgroep; het eerder aangehaalde onderzoek waarin het effect van de AAT-training op alcoholverslaving is aangetoond, werd bijvoorbeeld uitgevoerd in een groep van 475 patiënten (Eberl, Wiers, Pawelczack, Rinck, Becker & Lindenmeyer, 2013). Tot slot is er in de huidige studie een positieve relatie gevonden tussen het verlangen om te roken en het aantal gerookte sigaretten een maand later. Dit strookt met de resultaten van eerder onderzoek over de relatie tussen het verlangen naar roken en feitelijk roken (Van Zundert, Ferguson, Shiffman, & Engels, 2012; Allen, Bade, Hatsukami, & Center, 2008), alsook met onderzoek gericht op de relatie tussen verlangen naar en gebruik van cannabis (Cousijn, Goudriaan & Wiers, 2011) en verlangen naar en gebruik van alcoholica (Wiers et al., 2011). Vanwege de positieve relatie tussen het verlangen om te roken en het


aantal gerookte sigaretten en het mogelijke effect van de AAT-training op het verlangen om te roken zou de AAT-training misschien toch een goede toevoeging kunnen zijn aan reguliere behandelingen gericht op het stoppen of minderen met roken. Als de AAT-training het verlangen om te roken inderdaad vermindert dan kan dat vanwege de relatie tussen het verlangen om te roken en het aantal gerookte sigaretten ook een vermindering in het aantal gerookte sigaretten als gevolg hebben. Daarnaast zou de AAT-training dan kunnen bijdragen aan terugvalpreventie bij mensen die gestopt zijn met roken. Eerder onderzoek (Van Zundert, Ferguson, Shiffman, & Engels, 2012; Allen, Bade, Hatsukami, & Center, 2008) heeft uitgewezen dat een groot verlangen om te roken een voorspeller is van terugval bij mensen die gestopt zijn met roken. Vanwege het mogelijke effect van de AAT-training op het verlangen om te roken en de voorspellende waarde van dit verlangen voor terugval zou de AAT-training met name op de langere termijn kunnen bijdragen aan terugvalpreventie bij mensen die gestopt zijn met roken. Dit zou in de toekomst verder onderzocht kunnen worden door mensen die net gestopt zijn met roken een AAT-training of placebotraining aan te bieden en de mate van terugval te meten. Van de componenten van de dual process theory speelt het associatieve, impulsieve gedragsbepalende proces een relatief grote rol bij verslavingsgedrag. Dat houdt in dat van bijvoorbeeld voorlichten, wat voornamelijk appelleert aan het reflectieve gedragsbepalende proces, maar een beperkt effect op verslavingsgedrag verwacht mag worden. Beïnvloeding van zowel het associatieve proces, zoals met de hier onderzochte AAT-training, als het reflectieve proces biedt meer perspectief (Wiers, Gladwin, Hofmann, Salemink & Ridderinkhof, 2013), mits een in dat opzicht effectieve methode kan worden toegepast. Voor een meer definitieve plaatsbepaling van de AAT-training is gecontroleerd onderzoek in een grotere populatie noodzakelijk om ondanks de inherente spreiding met voldoende nauwkeurigheid het effect te kunnen meten. Daarbij is aan te bevelen veel zorg te besteden


aan de expliciete instructie om bij de AAT-training te letten op de oriëntatie (en niet op de inhoud) van de plaatjes en om daarbij rekening te houden met de mogelijke invloed van een aandachtsbias op het uitvoeren van de instructie. Een andere aanbeveling is om de belangrijkste effectparameter, het aantal gerookte sigaretten, gedurende een langere tijd te meten dan een maand, bijvoorbeeld een half jaar of zelfs een jaar, om een goede indruk van het terugvalrisico te krijgen.


Literatuurlijst Allen, S. S., Bade, T., Hatsukami, D., & Center, B. (2008). Craving, withdrawal, and smoking urges on days immediately prior to smoking relapse. Nicotine & Tobacco Research, 10, 1, 35-45.

Cousijn, J., Goudriaan, A. E., & Wiers, R. W. (2011). Reaching out towards cannabis: Approach-bias in heavy cannabis users predicts changes in cannabis use. Addiction, 106, 1667-1674.

Cox, L. S., Tiffany, S. T., & Christen, A. G. (2001). Evaluation of the brief questionnaire of smoking urges (QSU-brief) in laboratory and clinical settings. Nicotine & Tobacco Research, 3, 7-16.

Doherty, K., Kinnunen, T., Militello, F. S., & Garvey, A. J. (1995). Urges to smoke during the first month of abstinence: Relationship to relapse and predictors. Psychopharmacology, 119, 171-178.

Eberl, C., Wiers, R. W., Pawelczack, S., Rinck, M., Becker, E. S., & Lindenmeyer, J. (2013). Approach bias modification in alcohol dependence: Do clinical effects replicate and for whom does it work best? Developmental cognitive neuroscience, 4, 38-51.

Eberl, C., Wiers, R. W., Pawelczack, S., Rinck, M., Becker, E. S., & Lindenmeyer, J. (2014). Implementation of approach bias re-training in alcoholism - how many sessions are needed? Alcoholism: Clinical and Experimental Research, 38, 2, 587-594.


Field, M., Mogg, K., & Bradley, B. P. (2005). Craving and cognitive biases for alcohol cues in social drinkers. Alcohol & Alcoholism, 40, 6, 504-510.

Gupta, S. K. (2011). Intention-to-treat concept: A review. Perspectives in clinical research, 2(3), 109-112.

Killen, J. D., & Fortmann, S. P. (1997). Craving is associated with smoking relapse: Findings from three prospective studies. Experimental and Clinical Psychopharmacology, 5, 2, 137-142.

Lewis-Esquerre, J. M., Colby, S. M., Tevyaw, T. O., Eaton, C. A., Kahler, C. W., & Monti, P. M. (2005). Validation of the timeline follow-back in the assessment of adolescent smoking. Drug and Alcohol Dependence, 79, 33-43.

Littel, M., Franken, I. H. A., & Muris, P. E. H. M. (2011). Psychometric properties of the brief Questionnaire on Smoking Urges (QSU-Brief) in a Dutch smoker population. Netherlands Journal of Psychology, 1-20.

Mogg, K., Bradley, B. P., Field, M., & de Houwer (2003). Eye movements to smoking-related pictures in smokers: relationship between attentional biases and implicit and explicit measures of stimulus valence. Addiction, 98, 825-836.

Prokhorov, A. V., de Moor, C., Pallonen, U. E., Hudmon, K. S., Koehly, L., & Hu, S. (2000). Validation of the modified Fagerström tolerance questionnaire with salivary cotinine among adolescents. Addictive Behaviors, 25, 3, 429-433.


Rinck, M., & Becker, E. S. (2007). Approach and avoidance in fear of spiders. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 38, 105-120.

Robinson, S. M., Sobell, L. C., Sobell, M. B., & Leo, G. I. (2012). Reliability of the timeline followback for cocaine, cannabis, and cigarette use. Psychology of Addictive Behaviors, 28, 154-162.

Shao, J., & Zhong, B. (2003). Last observation carry‐forward and last observation analysis. Statistics in Medicine, 22(15), 2429-2441.

Sobell, L. C., & Sobell, M. B. (1992). Timeline Follow-back: A technique for assessing self-reported alcohol consumption. Measuring Alcohol Consumption: Psychosocial and Biological Methods, 41-72, Humana Press.

Stivoro: Stichting Volksgezondheid en Roken. Kerncijfers Roken In Nederland 2012.

Toll, B. A., Katulak, N. A., & McKee, S. A. (2006). Investigating the factor structure of the Questionnaire on Smoking Urges-Brief (QSU-Brief). Addictive Behaviors, 31, 12311239.

Van Zundert, R. M., Ferguson, S. G., Shiffman, S., & Engels, R. (2012). Dynamic effects of craving and negative affect on adolescent smoking relapse. Health Psychology, 31(2), 226-234.


Wellman, R. J., DiFranza, J. R., Pbert, L., Fletcher, K. E., Flint, A., Young, M. H., & Druker, S. (2006). A comparison of the psychometric properties of the hooked on nicotine checklist and the modified Fagerström tolerance questionnaire. Addictive Behaviors, 31, 486495.

Wiers, C. E., Kühn, S., Javadi, A. H., Korucuoglu, O., Wiers, R. W., Walter, H., Gallinat, J., & Bermpohl, F. (2013). Automatic approach bias towards smoking cues is present in smokers but not in ex-smokers. Psychopharmacology, 229, 187-197.

Wiers, R. W., Bartholow, B. D., van den Wildenberg, E., Thush, C., Engels, R.C.M.E., Sher, K. J., Grenard, J., Ames, S. L., & Stacy, A. W. (2007). Automatic and controlled processes and the development of addictive behaviors in adolescents: A review and a model. Pharmacology, Biochemistry and Behaviour, 2, 263-283.

Wiers, R. W., Eberl, C., Rinck, M., Becker, E. S., & Lindenmeyer, J. (2011). Retraining automatic action tendencies changes alcoholic patients’ approach bias for alcohol and improves treatment outcome. Psychological Science, 22, 4, 490-497.

Wiers, R. W., Gladwin, T. E., Hofmann, W., Salemink, E., & Ridderinkhof, K. R. (2013). Cognitive bias modification and cognitive control training in addiction and related psychopathology: Mechanisms, clinical perspectives, and ways forward. Clinical Psychological Science, 20, 10, 1-21.


Wiers, R. W., Rinck, M., Dictus, M., & Van den Wildenberg, E. (2009). Relatively strong automatic appetitive action tendencies in male carriers of the OPRM1 G-allele. Genes, Brain and Behavior, 8, 101-106.

Wiers, R.W., Rinck, M., Kordts, M., Houben, K., & Strack, F. (2009). Retraining automatic action-tendencies to approach alcohol in hazardous drinkers. Addiction, 105, 279287.

Wiers, R. W., & Stacy, A. W. (2006). Implicit cognition and addiction. Association for Psychological Science, 15, 6, 292-296.

Wu, P., Wilson, K., Dimoulas, P., & Mills, E. J. (2006). Effectiveness of smoking cessation therapies: A systematic review and meta-analysis. BMC Public Health, 6,

300.

Zhu, S., Melcer, T., Sun, J., Rosbrook, B., & Pierce, J. P. (2000). Smoking cessation with and without assistance: A population-based analysis. American Journal of Preventive Medicine, 18, 4, 305-311.

Het effect van cognitieve bias modificatie op stoppen met roken en de rol van verlangen

Recommend Documents