Het induceren van een positieve interpretatiestijl bij bloosangst: een internettraining

Het induceren van een positieve interpretatiestijl bij bloosangst: een internettraining

Universiteit van Amsterdam Programmagroep Klinische Psychologie Student: Esther van Dulken Studentnummer: 0447110 Supervisie: Corine Dijk

ABSTRACT- Mensen met angst om te blozen worden gekenmerkt door de neiging om ambigue situaties op een negatieve manier te interpreteren. Onderzoek bij angstige populaties heeft gedemonstreerd dat het mogelijk is om een negatieve interpretatiebias op experimentele wijze positief te hertrainen. Bovendien is gebleken dat positieve interpretatietraining de mate van angst kan reduceren. In deze studie zal daarom getracht worden de interpretatiestijl van bloosangstigen positief te hertrainen en zal gekeken worden of dit bloosangstreductie tot gevolg heeft. Bloosangstigen werden random ingedeeld in een Trainingsgroep (n=22) of een Wachtlijstgroep (n=23) en hun interpretatiestijl werd vergeleken met mensen zonder bloosangst

(n=15).

De

Trainingsgroep

onderging

vier

online-

trainingssessies die bestonden uit meerdere ambigue sociale verhaaltjes. Na het oplossen van een woordfragment kregen deze verhaaltjes echter een sterke positieve valentie. De interpretatiestijl werd gemeten met een recognitietaak en de aan de hand van reactietijden op probes. Resultaten lieten zien dat bloosangstigen voor aanvang van de training niet getypeerd werden door een negatieve interpretaties bias maar door het ontbreken van een positieve interpretatiebias, welke wel aanwezig was bij mensen zonder bloosangst. Aan de hand van de recognitietaak werd duidelijk dat de interpretatietraining maakte dat mensen met bloosangst ambigue situaties positiever gingen interpreteren (ook in vergelijking met de Wachtlijstgroep) en dat dit na een week nog steeds het geval was. Deze verandering van de interpretatiestijl had echter geen duidelijke bloosangstreductie tot gevolg.

1

INHOUD

3

Inleiding

Methode Proefpersonen

8

Stimulusmateriaal

9

Afhankelijke variabelen

12

Procedure

16

Datareductie

17

Resultaten Interpretatiebias aan de hand van de probes

18

Interpretatiebias aan de hand van de recognitietaak

19

Symptomen

23

Discussie

27

Literatuur

32

2

Het induceren van een positieve interpretatiestijl bij bloosangst Ondanks het feit dat blozen in sociale situaties een veelvoorkomende fysieke reactie is, wordt het door velen als zeer onaangenaam ervaren (Bögels & Scholing, 1995). Bij sommigen kan blozen zelfs zoveel angst oproepen dat zij een bloosfobie (erythofobie) ontwikkelen en behandeling zoeken (Scholing & Emmelkamp, 1993). Diagnostisch gezien vormt bloosangst een subcategorie van de sociale fobie (Mulkens, 2001). Een belangrijk kenmerk van zowel de sociale fobie als van bloosangst is de aanhoudende angst om in sociale situaties door anderen negatief beoordeeld te worden. Bij sociaal fobici centreert deze angst zich meestal rond het gedrag van de persoon in kwestie (Bögels & Scholing, 1995). Maar in het geval van bloosangst is het lichamelijke verschijnsel zelf de bron van angst geworden: men heeft de vrees om negatief beoordeeld te worden vanwege het blozen (Mulkens, 2001). Er wordt verondersteld dat deze negatieve interpretatie van de (sociale) gevolgen van het blozen een rol speelt in de instandhouding van de angst (Bögels & Scholing, 1995). Onderzoek laat zien dat de negatieve verwachting over de interpersoonlijke consequenties van het blozen afhankelijk is van de context waarin gebloosd wordt. Zo verwachten zowel mensen met als zonder bloosangst geen negatief oordeel na het begaan van een blunder (bv. het morsen van koffie over iemands schoot heen) of het maken van een sociale overtreding (bv. het vergeten van een verjaardag van een familielid). In tegendeel, mensen verwachten dat het vertonen van een blos in dit soort situaties juist maakt dat zij een gunstigere beoordeling van anderen zullen krijgen dan wanneer zij niet zouden blozen (de Jong, Peters, Dijk, Nieuwenhuis, Kempe & Oelerink, 2006). Deze gedachte lijkt terecht, omdat blozen na het maken van een blunder of een sociale overtreding ook daadwerkelijk gezichtreddende werking en verzoenende effecten heeft (Dijk, de Jong & Peters, 2009). In situaties waarin over het algemeen vaak gebloosd wordt (bv. wanneer men in het centrum van de aandacht staat) blijken de negatieve verwachtingen over het vertonen van een blos bij bloosangstigen en mensen zonder bloosangst in dezelfde mate aanwezig (Dijk & de Jong, 2009). Mensen met en zonder bloosangst verschillen in deze situatie voornamelijk doordat bloosangstigen de waarschijnlijkheid waarin zij denken te gaan blozen veel hoger inschatten (Dijk & de Jong, 2009). Blozen in ‘neutrale’ situaties, waarbij in de eerste instantie geen aanleiding voor het krijgen van een blos lijkt te zijn (bv. een bestelling doen bij een ober), gaat bij bloosangstigen in 3

grotere mate gepaard met de verwachting van een negatieve interpersoonlijke evaluatie (Dijk, de Jong, Muller & Boersma, 2009). Er kan verondersteld worden dat bloosangstigen geneigd zijn om de evaluatie van anderen naar aanleiding van het blozen negatief in te schatten wanneer er met de blos niets te verzoenen valt (Dijk et al., 2009). Veel alledaagse sociale situaties zijn ambigue van aard, dat wil zeggen, de interpretatie ervan kan zowel positief als negatief zijn en verschilt in de praktijk per persoon. Mensen met bloosangst maken in dit soort situaties vaak een negatieve interpretatiefout(bias), oftewel: ze hebben de neiging om ambigue sociale situaties op dreigende en negatieve wijze te interpreteren (Huppert, Foa, Furr, Filip & Mathews, 2003). Bovendien schatten mensen met bloosangst de kans dat ze gaan blozen groter in dan mensen zonder die angst (Dijk & de Jong, 2009). Deze combinatie, de verwachting dat blozen hoge sociale kosten heeft en de hoge verwachting van het vertonen van een blos, lijkt kenmerkend te zijn voor bloosangst (Dijk, Voncken & de Jong, 2009).

Het trainen van de interpretatiestijl Onderzoek heeft gedemonstreerd dat het mogelijk is om de interpretatiestijl op experimentele wijze te manipuleren met een hertraining (Mathews& Macleod, 2002; Salemink, van den Hout & Kindt, 2007a/b). In een studie van Salemink et al. (2007a) werd een groep mensen zonder angstklachten getraind om ambigue informatie positief te interpreteren en de andere groep mensen zonder angstklachten om deze juist negatief te interpreteren. De deelnemers werd gevraagd een aantal korte verhaaltjes te lezen die een sociale situatie beschreven en die op zowel een positieve als een negatieve manier geïnterpreteerd kon worden, de situaties waren dus ambigue van aard (vb. Een collega heeft je uitgenodigd voor een feestje bij haar thuis. Als je bij haar in de deuropening staat merk je dat je helemaal niemand kent. Je verwacht dat de mensen op het feestje jou …zullen vinden.). Elk verhaaltje eindigde op een woordfragment die na voltooiing het verhaaltje positief (vb. a-rdig) of negatief (vb. sai) maakte. Deze training bleek effectief in het veranderen van de interpretaties, de positief getrainde groep interpreteerde nieuwe ambigue informatie positiever dan de negatief getrainde groep. Bovendien liet later onderzoek zien dat de effecten van de training op de interpretatiestijl na 24 uur nog steeds aanwezig kunnen zijn (Yiend, Mackintosh & Mathews, 2005). 4

Om te onderzoeken of interpretatiefouten een rol spelen bij het ontstaan en het in stand houden van angst werd er gekeken of het trainen van de interpretatiestijl ook effect had op het angstniveau. Salemink et al. (2007b) onderzochten of de gewijzigde interpretaties invloed hadden op het algemene niveau van angst. Resultaten lieten zien dat de mate waarin men toestandsangst (‘state anxiety’) ervoer daalde wanneer proefpersonen een positieve interpretatietraining ondergingen en steeg wanneer zij negatieve training hadden gedaan. Er wordt verondersteld dat het experimenteel trainen van de interpretatiestijl causale effecten heeft op angst (Salemink et al., 2007b). Mathews & Mackintosh (2000) vermoeden dat angstreductie het gevolg is van de ‘nieuwe’ interpretatiestijl, die op zijn beurt het gevolg is van de interpretatietraining. Volgens hen is er dus sprake van een ‘indirecte’ relatie tussen de training en angstreductie. De veronderstelling dat de interpretatietraining causale effecten heeft op het angstniveau maakt dat de training wellicht ingezet kan worden om nieuwe, positieve interpretaties te bewerkstellingen bij angstige personen. Salemink, van den Hout en Kindt (2009) onderzochten het effect van interpretatietraining bij een groep studenten die een hoge score hadden op angstdispositie (‘trait anxiety’) en die er een negatieve interpretatiestijl op nahielden. Proefpersonen in de positieve conditie kregen een training op acht achtereenvolgende dagen waarin een positieve interpretatiestijl werd geïnduceerd. Proefpersonen uit de controleconditie kregen een training van dezelfde duur waarbij de helft van de sociale verhaaltjes positief en de andere helft negatief eindigden. Op deze manier zou de gemiddelde valentie van de interpretatietraining neutraal blijven in deze conditie. Volgens de verwachting bleek dat de interpretatiestijl na training in de positieve conditie positiever was dan bij de controlegroep. Bovendien ging het ontwikkelen van een positievere interpretatiestijl gepaard met een reductie van de angst en bleef het angstniveau in de controlegroep na de training onveranderd. Naast het verband tussen de experimenteel positief gewijzigde interpretatiestijl bij algemene angst is de hertraining ook onderzocht bij studenten met een hoge mate van sociale angst (Murphy, Hirsch, Mathews, Smit & Clark, 2007). Deelnemers werden aan de hand van een aantal sociale situaties (die mogelijk als dreigend ervaren zouden kunnen worden) getraind om deze positief te interpreteren. Een controlegroep kreeg dezelfde scenario’s zonder dat de interpretatie positief of negatief gestuurd werd. Uit de resultaten werd duidelijk dat de deelnemers in de positief gestuurde 5

conditie nieuwe ambigue sociale situaties positiever interpreteerden dan voorheen en in vergelijking met de controlegroep. Verder kwam naar voren dat proefpersonen die een positieve training hadden ondergaan toekomstige sociale situaties met minder angst tegemoet zagen in vergelijking met de controlegroep. In deze studie is na afloop van de training niet gekeken of proefpersonen ook minder sociale angst rapporteerden. Daarnaast bestond de training slechts uit een eenmalige sessie. In later onderzoek is de training uitgebreid tot acht sessies verspreid over vier weken en is er nagegaan of de training daadwerkelijk gepaard ging met een vermindering van gerapporteerde sociale angst (Beard & Amir, 2008). Wederom bleek de interpretatietraining hier succesvol. De positief getrainde groep rapporteerde minder sociale angst na het ondergaan van de training. Bovendien bleek bij een follow-up van minimaal twee dagen na de laatste sessie de positief getrainde groep nog altijd minder sociale angst te rapporteren dan de controlegroep. De bevinding dat het hertrainen van de interpretatiestijl bij personen met een hoge mate van angst een daling van het angstniveau kan veroorzaken heeft therapeutische implicaties. Pathologische angst zou mogelijk behandeld kunnen worden door het direct aanpakken van de negatieve interpretatiestijl. De beschreven training zou dan ingezet kunnen worden om nieuwe, positieve interpretaties te bewerkstelligen bij klinische populaties met een hulpvraag. In een recent onderzoek is getracht om de negatieve interpretatiestijl positief te veranderen door hertraining bij patiënten met verschillende angststoornissen, die op een wachtlijst stonden voor behandeling (Salemink, van den Hout, Kindt, & Rienties, in press). De positieve conditie kreeg een training waarbij de interpretatie van de beschreven scenario’s altijd positief bleek. In de controlegroep werden patiënten in de helft van de gevallen positief en in de andere helft negatief getraind, zodat de gemiddelde valentie van de training neutraal was. Na afloop van de training bleek dat het angstniveau, depressieve symptomen en stress bij de patiënten in de trainingsgroep gedaald was. Echter bleek tegen de verwachting in dat deze symptomen ook licht waren gedaald na de training in de controlegroep. Een verklaring hiervoor is dat het ‘neutraal’ trainen in de controleconditie bij een klinische populatie een positief effect kan hebben. Mogelijk is er bij deze groep mensen sprake van een dermate negatieve manier van interpreteren dat de ‘neutrale’ interpretatietraining (waarbij in 50% van de gevallen de interpretatiestijl positief wordt gestuurd) in feite als positieve training kan worden gezien. Om deze hypothese te toetsen zou in vervolgonderzoek het angstniveau van 6

deelnemers uit een positieve trainingsconditie vergeleken moeten worden met een wachtlijstgroep.

Huidig onderzoek Onderzoek laat zien dat de positieve interpretatietraining effectief is gebleken in het reduceren van algemene en sociale angst bij zowel hoogangstige populaties als bij een klinische populatie. Het hertrainen van de interpretatie is echter nog niet eerder onderzocht bij bloosangstigen, terwijl bloosangstigen ook gekenmerkt worden door het hebben van een negatieve interpretatiebias. Daarom wordt in deze studie gekeken in hoeverre interpretatietraining bij bloosangstigen effectief is in het positief veranderen van de interpretatie en of deze verandering in interpretatiestijl gepaard gaat met bloosangstreductie. In het onderzoek wordt gebruik gemaakt van de sociale trainingsverhaaltjes van Salemink et al. (2007a/b). Deze sociale verhaaltjes zijn zo aangepast dat ongeveer de helft een situatie beschrijft waarin de deelnemers zich dienen in te beelden dat ze blozen. Voor de variatie zal in de andere helft van de sociale verhaaltjes het blozen niet expliciet genoemd worden. De verhaaltjes worden ook gevarieerd door situaties te beschrijven waarbij de deelnemer zich in het centrum van de aandacht of in een neutrale situatie (waarbij in de eerste instantie geen aanleiding is om te gaan blozen) bevindt. Voor de training wordt de interpretatiestijl van bloosangstigen met die van mensen zonder angst om te blozen vergeleken. De training bestaat uit vier sessies verspreid over twee weken. De follow-up (minstens een week na de laatste training) wijst uit of een eventueel effect van de interpretatietraining nog aanwezig is. Om het effect van de positieve hertraining te kunnen controleren wordt de interpretatiestijl en het angstniveau van bloosangstigen die de training ondergaan vergeleken met een wachtlijstgroep, bestaande uit bloosangstigen die geen training ondergaan. Samenvattend worden er in deze studie de volgende hypothesen onderzocht: (i) Voor de positieve training interpreteren bloosangstigen sociale situaties en bloossituaties negatiever dan mensen zonder bloosangst, er sprake van een interpretatiebias. (ii) Na de positieve interpretatietraining interpreteren bloosangstigen nieuwe ambigue situaties vaker positief dan voor de training. Ook interpreteren zij nieuwe ambigue situaties vaker positief in vergelijking met bloosangstigen in de wachtlijstconditie. (iii) De positieve interpretatietraining heeft een reductie van

7

bloosangst tot gevolg. Bloosangstigen die een positieve interpretatietraining hebben gedaan rapporteren minder bloosangst dan bloosangstigen in de wachtlijstconditie.

METHODE

Proefpersonen De deelnemers waren eerstejaars psychologiestudenten aan de Universiteit van Amsterdam. Voor deelname ontvingen zij proefpersoonpunten die nodig zijn voor het behalen van de propedeuse. Aan de hand van de score op vraag 1 van de subschaal Blozen van de Bloos-, Tril- en Zweetangst vragenlijst (BTSQ) (Bögels & Reith, 1999): ‘Hoe bang ben je om te gaan blozen?’, werd men uitgenodigd om deel te nemen aan het onderzoek. Van deze groep zijn 116 proefpersonen met een score van ≥ 8 op vraag 1 van de BTSQ benaderd. 55 van hen stemden toe en werden vervolgens random ingedeeld in de Training- (n= 28) of Wachtlijstgroep (n=27). Vier proefpersonen zijn voortijdig met het onderzoek gestopt (3 in de Trainingsconditie en 1 in de Wachtlijstconditie) en vervolgens uitgesloten voor verdere analyse. 87 proefpersonen met een score van ≤ 1 op vraag 1 van de BTSQ zijn uitgenodigd voor het eenmalig deelnemen aan het onderzoek zodat de interpretatiestijl van mensen met angst om te blozen vergeleken kon worden met mensen die daar geen vrees voor hebben. 20 van hen hebben hierop gereageerd en vormen de Laagangstige groep. Binnen deze groep is er een drop-out geweest van 5 proefpersonen. De gemiddelde score op de subschaal Blozen van de BTSQ is bij voormeting geëxploreerd. Idealiter was elke proefpersoon uit de Trainings- en Wachtlijstgroep met een score < 5 op de subschaal Blozen van de BTSQ bij aanvang van het onderzoek voor verdere analyse uitgesloten1. Ten gevolge van een powerprobleem bleek dit echter niet mogelijk. Daarom is er voor gekozen om proefpersonen in de Training- of Wachtlijstgroep met een score < 3 en proefpersonen in de Laagangstige groep met een score ≥ 3 op de subschaal Blozen van de BTSQ voor verdere analyse

1

Personen met een score van ≥ 5.12 op de subschaal Blozen van de BTSQ worden in veel studies gezien als hoogangstig (Mulkens et al., 2001).

8

uit te sluiten2. In 6 gevallen was dit aan de orde: 3 proefpersonen in de Trainingsgroep en 3 proefpersonen in de Wachtlijstgroep. De uiteindelijke analyse is uitgevoerd met 22 deelnemers in Trainingsgroep, 23 deelnemers in de Wachtlijstgroep en 15 deelnemers in de Laagangstige groep. Wegens technische mankementen aan het online computerprogramma is er soms sprake geweest van missende waarden. Er is desondanks getracht om zoveel mogelijk proefpersonen per meetmoment te includeren. Dit is gedaan door per afhankelijke variabele het gemiddelde van de wel aanwezige scores aan te maken.

Stimulusmateriaal Training van de Interpretatie De verhalen die gebruikt zijn voor het trainen van een positieve interpretatiestijl zijn geïnspireerd op de scenario’s van het onderzoek van Salemink et al.(2007a/b) (oorspronkelijk zijn dat vertalingen van Mathews & Mackintosh, 2000). In dit onderzoek zijn de sociale verhaaltjes echter zo aangepast dat ze situaties beschrijven die voor bloosangstigen herkenbaar zijn. De proefpersoon wordt gevraagd zich in verhaaltje in te beelden waarbij in de helft van de gevallen expliciet genoemd wordt dat de proefpersoon bloost. Bovendien is in de helft van de verhaaltjes een situatie beschreven waarin de ingebeelde in het centrum van de aandacht staat. In de andere helft van de verhaaltjes wordt er een zogeheten ‘neutrale’ situatie beschreven, waarin het in de eerste instantie niet aannemelijk is om te blozen. De training wordt aangeboden via het internetprogramma SurveyTool. Elke trainingsessie bestaat uit acht blokken en elk blok bestaat uit acht trainingsverhaaltjes en twee probes (zie sectie Afhankelijke variabelen; De probes, test voor de negatieve interpretatiebias). Elk trainingsverhaaltje bestaat uit drie tot vijf zinnen die per regel, door het indrukken van de spatiebalk, aan de proefpersoon worden aangeboden. Doordat in de laatste zin een woord ontbreekt, heeft het verhaal in de eerste instantie een ambigue valentie. In Figuur 1a is een voorbeeld weergeven van het beeldscherm met een trainingsverhaaltje, waarin de ingebeelde zich in het centrum van de aandacht bevindt en expliciet genoemd wordt dat de ingebeelde bloost. Na het aanbieden van het trainingsverhaaltje wordt er op een volgend computerscherm een woordfragment 2

Een score van < 3 op de subschaal Blozen van de BTSQ komt overeen met een lage mate van angst om te blozen (Dijk, Voncken & de Jong, 2009).

9

getoond die het ambigue verhaal een positieve valentie geeft (Figuur 1b). Om de positieve interpretatie van de verhalen niet al te onnatuurlijk over te laten komen voor personen met angst om te blozen worden de woordfragmenten gedurende de vier sessies geleidelijk aan steeds positiever gestuurd: neutraal- beetje positief- positiefheel positief. De proefpersoon wordt gevraagd om zo snel mogelijk op de spatiebalk te drukken wanneer deze weet welke eerste letter uit het woordfragment ontbreekt. Vervolgens zal de proefpersoon op een volgend scherm gevraagd worden de eerste ontbrekende letter van het woordfragment in te typen, in dit geval van het voorbeeld is dat de ‘e’(Figuur 1c). Na het intypen van de eerste ontbrekende letter verschijnt het volledige woord in beeld (Figuur 1d). Hierna wordt een vraag over het verhaaltje gesteld die met JA of NEE beantwoord kan worden (Figuur 1e). Deze vraag ligt altijd in het verlengde van het woordfragment en zal op die manier het positieve karakter van de training kracht bijzetten. Om ervoor te zorgen dat de vraag niet continu met JA moet worden beantwoord kan de vraag ook negatief gesteld worden (bv.‘Vinden jouw studiegenoten je een stompzinnig persoon?’ antwoord= NEE. ). Na het antwoorden van de vraag krijgt de proefpersoon feedback in het beeld te zien over de correctheid van het gegeven antwoord: ‘Goede Reactie’ (Figuur 1f) of ‘Slechte Reactie’.

10

a.

b.

c.

d.

e.

f.

Figuur 1.Voorbeeld van een trainingsverhaaltje zoals per beeldscherm aan de proefpersoon wordt aangeboden

11

Afhankelijke Variabelen De probes, test voor de interpretatiebias In elk blok wordt na de acht trainingsverhaaltjes in willekeurige volgorde één positieve probe en één negatieve probe aangeboden. Een positieve probe is precies gelijk aan de hierboven beschreven trainingsverhaaltjes. Bij de negatieve probes verschilt alleen de valentie van het woordfragment. Bij deze probes wordt de interpretatie van het ambigue verhaal negatief gemaakt. De snelheid waarmee de proefpersoon de spatiebalk indrukt nadat het woordfragment in beeld verschijnt, om aan te geven dat het woordfragment begrepen is, meet de interpretatiebias. De reactietijd is dus de tijd tussen het verschijnen van het woordfragment en het indrukken van de spatiebalk. Hierbij wordt verwacht dat proefpersonen gedurende de sessies steeds sneller zullen reageren op positieve probes in vergelijking met de reactie op de negatieve probes.

De recognitietaak, test voor de interpretatiebias De recognitietest is een tweede manier om interpretatiestijl te meten. Deze taak bestaat uit 10 ambigue sociale verhaaltjes die per proefpersoon in random volgorde worden aangeboden. De verhaaltjes zijn wederom geïnspireerd op de scenario’s uit het onderzoek van Salemink et al. (2007a/b). Maar ook hier zijn de verhaaltjes zo aangepast dat ze situaties beschreven die voor bloosangstigen herkenbaar zijn. In de helft van de gevallen wordt expliciet genoemd dat de proefpersoon die zich dient in te beelden in de situatie bloost. De verhaaltjes van de recognitietaak lijken op de trainingsitems maar het verschil is dat deze verhaaltjes na het oplossen van het woordfragment nog steeds ambigu zijn. Daarnaast zal ook de bijhorende vraag het verhaaltje ambigu laten. Er is bij deze verhaaltjes dus geen sprake van een positieve, dan wel negatieve valentie. Bovendien hebben deze verhaaltjes een titel die steeds bovenaan het verhaaltje verschijnt. De proefpersoon wordt gevraagd deze titel goed te lezen.

12

Een voorbeeld van een verhaaltje uit de recognitietaak met het woordfragment, waarbij expliciet genoemd wordt dat de ingebeelde bloost:

‘De busrit’, Je stapt in de bus en vindt een lege stoel naast een stoel die een scheur in de zitting heeft. Bij de volgende halte stapt er een meneer in die jou aankijkt, je voelt dat je bloost. De meneer gaat ergens anders zitten en de stoel naast jou blijft .... ‘le-g’ (leeg) Met de bijhorende vraag:

‘Was deze meneer een vreemde voor jou?’ antwoord= JA. Nadat alle 10 verhaaltjes in random volgorde zijn aangeboden volgt het tweede deel van de recognitietaak. In dit tweede deel worden de titels van de zojuist gelezen verhaaltje in random volgorde aangeboden. Elke titel gaat gepaard met vier interpretaties van het betreffende verhaal: (a) positieve interpretatie, (b) negatieve interpretatie, (c) positieve niet-kloppende interpretatie, (d) negatieve niet-kloppende interpretatie. Er is onderscheid gemaakt tussen de kloppende en niet-kloppende interpretatie omdat proefpersonen in de loop van de training geneigd zouden kunnen worden om enkel op positieve informatie te reageren zonder de verschillende interpretaties bewust te overwegen. Om dit trainingseffect te controleren zijn interpretaties die onmogelijk bij het verhaaltje passen toegevoegd. Er kan dan achterhaald worden of het eventuele effect van het positief trainen van de interpretatiestijl niet enkel voortkomt uit een ‘priming effect’ voor positieve informatie (Yiend et al., 2005; Murphy et al., 2007). De vier verschillende interpretaties zullen, steeds met de bijhorende titel van het verhaaltje, in random volgorde op elk een nieuw computerscherm verschijnen. De verschillende interpretaties kunnen op deze wijze onafhankelijk van elkaar door proefpersoon worden beoordeeld.

13

De interpretaties van het bovenbeschreven voorbeeld zijn: (a) De stoel naast je blijft leeg, omdat er een scheur in zit. (b) De stoel naast je blijft leeg, omdat niemand bij je wil zitten. (c) De persoon in de stoel naast je praat op een vriendelijke manier met je. (d) De persoon in de stoel naast je maakt een scheur in de bekleding. Om te achterhalen welke interpretatie de proefpersoon bij de ambigue verhalen aannemelijk vindt, dient er bij elke interpretatie apart aan te worden gegeven in hoeverre de interpretatie bij het betreffende verhaal past. Hierbij wordt een 4puntsschaal gebruikt (1 = past helemaal niet, 2 = past een beetje, 3 = past goed, 4 = past heel goed).

Subschaal ‘Blozen’ van de Bloos-, Tril- en Zweetangst vragenlijst (Bögels & Reith, 1999). In dit onderzoek werd alleen gebruik gemaakt van de bloos subschaal. Deze zelfbeoordelingvragenlijst is een manier om individuele verschillen in angst om te blozen te detecteren. De subschaal bestaat uit zes vragen waaruit kan worden opgemaakt in hoeverre blozen een probleem vormt voor de persoon in kwestie. Een voorbeeldvraag: Hoe bang bent u om te gaan blozen?. De originele vragenlijst bestaat uit Visuele Analoge Schalen maar is voor dit internetexperiment omgezet naar vragen met een 11-puntsschaal (0 = helemaal niet bang – 10 = heel erg bang). De subschaal heeft een hoge betrouwbaarheid (α = 0.95) (Bögels & Reith, 1999). Ook is er sprake van een goede discriminante validiteit als er gekeken wordt naar normalen vs. patiënten en sociaal fobici met en zonder blozen als hoofdklacht (Bögels & Reith, 1999).

De BloosCognitieLijst (Dijk, de Jong, Muller & Boersma, 2009). Aan de hand van deze BloosCognitieLijst werden de conditionele cognities over blozen van de proefpersoon onderzocht (‘Als ik bloos dan…’). De vragenlijst bestaat uit drie subschalen. Eén subschaal met negen stellingen waarin gevraagd wordt naar de verwachte evaluatie van anderen wanneer de proefpersoon bloost (vgl. Bögels & Reith, 1999). Eén subschaal met vijf stellingen over de zelfevaluatie wanneer de proefpersoon bloost. En één subschaal met drie stellingen over het verlies 14

van controle wanneer de proefpersoon bloost. De stellingen kunnen worden beoordeeld aan de hand van een 10-puntsschaal (0 = helemaal niet op mij van toepassing - 10 = is helemaal op mij van toepassing). De BloosCognitieLijst is geen gevalideerde vragenlijst. The brief Fear of Negative Evaluation Scale (BFNE) (Leary, 1983) In dit onderzoek werd gebruik gemaakt van de Nederlandse vertaling van de BFNE (Cieraad & de Jong, 2007). Aan de hand van de BFNF wordt er gekeken in hoeverre de proefpersoon vrees ervaart om negatief beoordeelt te worden door anderen. De vragenlijst bestaat uit 12 stellingen die worden beoordeeld aan de hand van een 5-puntsschaal (0 = past helemaal niet bij mij - 4 = past heel erg goed bij mij). De interne betrouwbaarheid van deze vragenlijst is hoog (α = 0.90) (Leary, 1983). Daarnaast laat de BFNE hoge correlaties zien met andere vragenlijsten die sociale angst meten, en de langere Fear of Negative Evaluation Scale (r = 0.96) (Leary, 1983). De Zelf-Beoordelings Vragenlijst (ZBV) (Van der Ploeg, Defares & Spielberger, 2000). De ZBV is de Nederlandse vertaling van de State-Trait Anxiety Inventory (STAI, Spielberger, Gorsuch, Lushene, Vagg & Jacobs, 1983). Het instrument maakt een duidelijk onderscheid tussen toestandsangst en angst als algemene trek. De stellingen van de schaal die toestandsangst meet gaan in op hoe de persoon in kwestie zich op dit moment voelt (bv. ‘Ik voel me prettig’). De subschaal bestaat uit 20 items en heeft vier antwoordmogelijkheden (1 = geheel niet – 4 = zeer veel). De stellingen van de schaal die angst als algemene trek meet gaan in op hoe de persoon in kwestie zich over het algemeen voelt (bv. ‘Ik voel me nerveus en onrustig’). De subschaal bestaat uit 20 items en heeft vier antwoordmogelijkheden (1 = bijna nooit – 4 = bijna altijd). Uit het onderzoek bleek dat deze vragenlijst beschikt over een hoge interne betrouwbaarheid (α = 0.87-0.92), een hoge test-hertest betrouwbaarheid (α = 0.82) en een criteriumvaliditeit van voldoende tot goed (Van der Ploeg et al., 2000).

The Center for Epidemiological Studies Depression scale (CES-D) (Radloff, 1977) In het onderzoek zal de Nederlandse vertaling van de CES-D van Hanewald (1987) worden afgenomen om een betere beschrijving van de proefpersoonpopulatie 15

te kunnen geven. De CES-D beoogt reactieve depressie te meten en bevat 20 stellingen (vb. ‘Tijdens de afgelopen week voelde ik me gedeprimeerd.’). Voor iedere stelling dient de proefpersoon op 4-puntsschalen aan te geven hoe vaak deze de afgelopen week van toepassing was (1 = zelden of nooit – 4 = meestal of altijd). De som van de scores geeft een totaalscore die ligt tussen 0-60. In de algemene populatie worden respondenten met een score van 16 of hoger als depressief beschouwd. De CES-D heeft een hoge interne betrouwbaarheid (α = 0.84- 0.90) (Hanewald, 1987).

Procedure Trainingsgroep Proefpersonen uit de Trainingsgroep ontvingen, na toezegging om deel te nemen, een e-mail met nadere informatie over het onderzoek. De training die deze proefpersonen ondergingen bestond uit vier verschillende sessies en een follow-up. Het werd door de proefpersoon uitgevoerd op de computer op eigen tijd en plaats binnen de aangegeven twee weken. Hierbij gold als restrictie: minimaal zit er tussen twee sessies in één dag en maximaal zit er tussen twee sessies in twee dagen. Op de dag dat het onderzoek van start ging kregen de proefpersonen een link doorgestuurd van de eerste trainingssessie. Bijgevoegd was het wachtwoord en de gebruikersnaam waarmee de proefpersoon toegang kreeg tot de internetsite. Als een trainingssessie was afgerond kreeg de proefpersoon één rustdag, waarna er een nieuwe link werd opgestuurd. Een uitzondering was de link van de follow-up meting, die pas na zeven dagen na het afronden van de vierde sessie naar de betreffende persoon gestuurd werd. De computertaak van de eerste sessie begon met het elektronisch ondertekenen van het informed consent. Hierna werd de subschaal blozen (BTSQ), de BloosCognitieLijst, de BFNE, de STAI-trait, de STAI-state en de CES-D afgenomen. Ook werd een recognitietaak aangeboden. Deze hele assessmentfase nam ongeveer een half uur in beslag. Vervolgens werd de training gestart. De training bestond uit acht blokken en duurde ongeveer een uur. Na elk blok kreeg de deelnemer de mogelijkheid om kort te pauzeren. De eerste sessie van de training nam in de Trainingsgroep in totaal ongeveer anderhalf uur in beslag. De tweede en derde sessies bestonden enkel uit de training en namen beiden ongeveer een uur in beslag. Ook in sessie vier werd gestart met de training maar hier werd deze vervolgd door de assessmentfase, bestaande uit: een recognitietaak, de 16

subschaal blozen (BTSQ), de BloosCognitieLijst, de BFNE, de STAI-trait, de STAIstate en de CES-D. Sessie vier nam net als de eerste sessie ongeveer anderhalf uur in beslag. Bij de follow-up meting werd de assessmentfase opnieuw aan de proefpersonen aangeboden. Als afsluiting werd de proefpersoon gevraagd naar ideeën omtrent het doel van het onderzoek. Ook kreeg de proefpersoon kans opmerkingen te noteren. Na voltooiing van de follow-up ontving proefpersonen uit de Trainingsgroep zes proefpersoonpunten.

Wachtlijstgroep Ook de proefpersonen uit de Wachtlijstgroep ontvingen na toezegging om deel te nemen aan het onderzoek een e-mail met nadere informatie. Deze proefpersonen ondergingen op drie verschillende tijdspunten de assessmentfase (Procedure; Trainingsgroep). Hier gold als restrictie: minimaal zit tussen de voor- en nameting zeven dagen en maximaal zit tussen de voor- en nameting veertien dagen. Tussen de nameting en follow-up zat minstens twee weken tijd in. Na voltooiing van de drie assessmentfasen, die elk ongeveer een half uur in beslag namen, ontvingen proefpersonen uit de Wachtlijstgroep drie proefpersoonpunten.

Laagangstige groep De proefpersonen uit de Laagangstige groep kregen, na toezegging om deel te nemen aan het onderzoek, een link doorgestuurd waarmee zij de eerste assesmentfase (Procedure; Trainingsgroep) konden maken. Na afloop ontvingen zij daarvoor één proefpersoonpunt.

Datareductie De probes Probes waarbij een foute letter was ingevoerd en/of waar een fout antwoord werd gegeven op de vraag zijn uitgesloten voor verdere analyse (vgl. Salemink, van den Hout, Kindt & Rienties, in press). Mogelijk geeft het aan dat de beschreven sociale situatie niet begrepen is of de taak niet serieus is genomen. Ook zijn de reactietijden op de probes onderzocht op outliers. Hierbij werden reactietijden boven de 6000 ms teruggebracht tot 6000ms omdat deze reactietijden een indicatie zijn voor gebrek aan aandacht tijdens de taak (bij minder dan 1% van de data was dit het geval). 17

De gemiddelde reactietijden op de positieve en negatieve probes zijn per sessie aangemaakt.

De recognitietaak Voor elke recognitietaak (voormeting, nameting en follow-up) zijn er vier gemiddelde scores aangemaakt die de verschillende interpretaties beschrijven: positieve interpretatie, negatieve interpretatie, positieve niet-kloppende interpretatie en een negatieve niet-kloppende interpretatie. Voor deze gemiddelden is de Cronbach’s α onderzocht. Op de voormeting van de recognitietaak is dat als volgt: positieve interpretatie α = 0.58, negatieve interpretatie α = 0.73, positieve niet-kloppende interpretatie α = 0.81, negatieve niet-kloppende interpretatie α = 0.77. Bij de nameting op de recognitietaak: positieve interpretatie α = 0.57, negatieve interpretatie α = 0.85, positieve niet-kloppende interpretatie α = 0.72, negatieve niet-kloppende interpretatie α = 0.87. En de follow-up van de recognitietaak: positieve interpretatie α = 0.76, negatieve interpretatie α = 0.84, positieve niet-kloppende interpretatie α = 0.68, negatieve niet-kloppende interpretatie α = 0.81. Van de positieve en negatieve interpretatiegemiddelden is per Type (kloppend, niet-kloppend) en voor elke recognitietaak een verschilscore aangemaakt: positieve interpretatie – negatieve interpretatie. Hierbij geeft een positieve verschilscore een positieve interpretatiestijl en een negatieve verschilscore een negatieve interpretatiestijl aan.

RESULTATEN

Interpretatiebias aan de hand van de probes Effectiviteit van de training Om te onderzoeken of de training effectief bleek in het positief trainen van de interpretatiestijl is een 2 Valentie (positieve probe vs. negatieve probe) x 4 Tijd (sessie1, sessie2, sessie3 en sessie4) herhaalde metingen ANOVA uitgevoerd. Hierbij zijn Valentie en Tijd binnen proefpersoonfactoren. Wanneer er niet aan de assumptie van sfericiteit kon worden voldaan is gekozen voor een Greenhouse Geisser correctie.

18

Er was sprake van een hoofdeffect voor Valentie, F(1, 16) = 17.29, p < 0.001. Dit geeft aan dat gedurende de hele training significant sneller op de positieve probes is gereageerd dan op de negatieve. De analyse laat ook een hoofdeffect zien voor Tijd, F(1.63, 26.11) = 41.87, p < 0.001. In het verloop van de training werd er steeds sneller gereageerd op alle probes ongeacht de valentie. Het verwachte interactie-effect Valentie x Tijd bleef uit, F(3, 48) = 0.10, p = 0.959. De positieve training leidde per sessie tot snellere reacties op positieve probes maar ook tot een zelfde reactie op de negatieve probes. Er kan gesteld worden dat aan de hand van de reactietijden op de probes het effect van de training uitbleef (Figuur 2).

Figuur 2. Gemiddelde reactietijden in milliseconde op de positieve en negatieve probes per sessie

Interpretatiebias aan de hand van de Recognitietaak Verschil in interpretatiestijl tussen groepen Om te achterhalen of er sprake was van een verschil in interpretatiestijl tussen mensen met en zonder angst om te blozen is voor de kloppende en niet-kloppende verschilscores (pos-neg) op de voormeting van de recognitietaak een 3 Groep (Laagangstigen, Wachtlijst en Training) x 2 Type (kloppende vs. niet-kloppende 19

interpretatie) herhaalde metingen ANOVA uitgevoerd. Waarbij Groep een tussen proefpersoonfactor en Type een binnen proefpersoonfactor is. In Tabel 1 worden de gemiddelde verschilscores per type interpretatie van de verschillende groepen weergegeven. Tabel 1 Gemiddelde verschilscores van de recognitietaak (standaard deviaties) bij voormeting, nameting en follow-up in de Laagangstige, Wachtlijst- en Trainingsgroep

Voormeting

Nameting

Follow-up

Laagangstig

Wachtlijst

Training

Kloppende Interpretatie

0.61 (0.64)

0.18 (0.78)

0.13 (0.59)

Niet-kloppende Interpretatie

0.77 (0.60)

0.33 (0.74)

0.22 (0.51)

Kloppende Interpretatie

0.45 (0.80)

1.32 (0.66)

Niet-kloppende Interpretatie

0.41 (0.74)

1.02 (0.48)

Kloppende Interpretatie

1.02 (0.74)

1.59 (0.71)

Niet-kloppende Interpretatie

0.32 (0.63)

0.72 (0.42)

Noot. Verschilscore kloppende interpretatie = positieve kloppende interpretatie – negatieve kloppende interpretatie. Verschilscore niet kloppende interpretatie = positieve niet kloppende interpretatie – negatieve niet kloppende interpretatie

Uit de analyse bleek dat er sprake was van een hoofdeffect voor Type, F(1, 54) = 4.85, p <0.05. Op voormeting werd over de groepen heen een nietkloppende interpretatie aannemelijker gevonden dan een kloppende interpretatie. Ook bleek er sprake te zijn van een hoofdeffect voor Groep, F(1, 60) = 2.53, p < 0.05. Van een Type x Groep interactie-effect is geen sprake, F(2, 54) = 0.11, p = 0.894. Verdere analyse liet zien dat de gemiddelde verschilscore in de Trainingsgroep niet verschilt ten opzichte van de Wachtlijstgroep, t(40) = 0.41, p = 0.683 maar wel ten opzichte van de Laagangstige groep, t(32) = 2.74, p < 0.05 (Figuur 3). De gemiddelde verschilscore in de Wachtlijstgroep verschilt niet significant van de Laagangstige groep maar er kan wel gesproken worden van een trend, t(36) = 1.97, p = 0.057 (Figuur 3).

20

Figuur 3. Gemiddelde verschilscore op de voormeting van de recognitietaak per groep

Het is opvallend dat de gemiddelde verschilscore voor aanvang van de training in iedere groep positief bleek. Er leek bij elke groep dus een negatieve interpretatiebias te ontbreken. Aan de hand van one sample t-toetsen werd duidelijk dat de gemiddelde verschilscore in de Trainingsgroep bij voormeting niet significant verschilde van 0, t(18) = 1.47, p = 0.159. Ook in de Wachtlijstgroep bleek de gemiddelde verschilscore op voormeting niet af te wijken van 0, t(22) = 1.71, p = 0.101. Bij de Laagangstige groep bleek dit wel het geval, t(14) = 4.62, p < 0.001. Er kan gesteld worden dat er in de Laagangstige groep sprake was van een positieve interpretatiebias. Bij de proefpersonen met bloosangst ontbrak er zowel een negatieve als een positieve interpretatiebias.

Effectiviteit van de training Om de effectiviteit van de training aan de hand van de recognitietaak te onderzoeken is een 2 Groep (Wachtlijst vs. Training) x 2 Type (kloppende vs. nietkloppende interpretatie) x 3 Tijd (voormeting, nameting en follow-up) herhaalde metingen ANOVA uitgevoerd. Waarbij Groep een tussen proefpersoonfactor is en Type en Tijd binnen proefpersoonfactoren zijn. In Tabel 1 staan de gemiddelde

21

verschilscores per type interpretatie van de verschillende groepen per meting weergegeven. De analyse liet zien dat er sprake was van een hoofdeffect voor Tijd, F(2, 64) = 37.77, p < 0.001, een hoofdeffect voor Groep, F(1, 32) = 4.75, p < 0.05 en een hoofeffect voor Type, F(1, 32) = 2.69, p < 0.001. De analyse liet ook een interactieeffect zien voor Tijd x Type, F(2, 64) = 36.61, p < 0.001. Op de voormeting werd ongeacht de groep de niet-kloppende interpretatie vaker aannemelijker geacht dan de kloppende interpretatie, t(56) = 17.25, p < 0.001. Bij nameting werden de kloppende interpretaties juist aannemelijker geacht dan de niet-kloppende interpretaties, t(36) = 2.33, p < 0.05. En dit zelfde verschil was nog steeds aanwezig bij de follow-up, t(34) = 8.12, p < 0.001. Ook bleek er een interactie-effect van Tijd x Groep te zijn, F(2, 64) = 9.19, p < 0.001 (Figuur 4). Van een 3wegsinteractie-effect voor Tijd x Groep x Type was geen sprake, F(2, 64) = 0.46, p = 0.635.

Figuur 4. Gemiddelde verschilscore op voormeting, nameting en follow-up van de Training- en Wachtlijstgroep

Om de gemiddelde verschilscores ongeacht het type van de interpretatie met elkaar te vergelijken is bij voor-, nameting en follow-up een gemiddelde verschilscore over de types heen aangemaakt. Aan de hand van een herhaalde metingen ANOVA 22

per groep, waarbij Tijd een binnen proefpersoon factor is, werd duidelijk dat er in de Trainingsgroep sprake was van een hoofdeffect voor Tijd, F(2, 32) = 34.11, p < 0.001. Een gepaarde t-toets liet zien dat de verschilscore in de Traininggroep op de nameting significant groter was dan op voormeting, t(17) = -6.46, p < 0.001. De gemiddelde verschilscore van de nameting en de follow-up was in deze groep gelijk, t(16) = 0.14, p = 0.891. Er bleek echter ook in de Wachtlijstgroep een hoofdeffect te zijn voor Tijd, F(2, 32) = 8.21, p < 0.05. In deze groep bleek dat de verschilscore van de nameting enigszins groter was dan de verschilscore van de voormeting, t(18) = -2.13, p < 0.05. De verschilscore op de nameting en de verschilscore op de follow-up bleek niet significant van elkaar te verschillen in de Wachtlijstgroep, t(16) = -1.89, p = 0.077. T-toetsen wezen uit dat op de voormeting de verschilscore ongeacht het type interpretatie niet verschilde tussen Training en Wachtlijst, t(40) = 0.41, p = 0.683. Bij de nameting bleek de verschilscore van de Traininggroep significant groter dan de verschilscore van de Wachtlijst, t(35) = -3.65, p < 0.01. En dit verschil was nog steeds significant bij de follow-up, t(33) = -2.67, p < 0.05.

Symptomen Verschil tussen groepen bij voormeting In Tabel 2 worden de gemiddelde scores en standaard deviaties van de vragenlijsten per groep weergegeven. Tabel 2. Gemiddelde (standaard deviatie) scores op de subschaal Blozen van de BTSQ en de assessmentvragenlijsten bij voormeting in de Laagangstige, Wachtlijst- en Trainingsgroep

M (SD) Laagangstig

Wachtlijst

Training

BTSQ

1.73 (0.84)

5.25 (1.24)

5.22 (0.96)

BloosCognitieLijst

3.94 (1.81)

6.52 (1.32)

6.27 (1.49)

BFNE

20.73 (3.62)

25.30 (3.76)

24.64 (3.65)

STAI-trait

35.27 (6.53)

41.74 (9.78)

43.05 (7.90)

STAI-state

33.20 (7.10)

36.44 (10.79)

37.37 (6.21)

CES-D

11.40 (8.15)

14.39 (8.93)

14.09 (9.50)

Om de verschillen tussen de groepen met elkaar te vergelijken is per vragenlijst een univarate ANOVA uitgevoerd. 23

Bloosangst. Aan de hand van de analyse werd een hoofdeffect voor Groep zichtbaar, F(2, 57) = 62.48, p < 0.001. Uit verdere analyse met t-toetsen bleek dat er geen verschil bestond bij voormeting tussen de gemiddelde BTSQ-score in de Traininggroep en de Wachtlijstgroep, t(43) = 0.10, p = 0.919. Maar de gemiddelde BTSQ-score in de Laagangstige groep was significant lager dan in de Traininggroep, t(35) = -11.45, p < 0.001, en in de Wachtlijstgroep, t(36) = -9.62, p < 0.001 (Tabel 2). Blooscognities. Er bleek sprake te zijn van een hoofdeffect voor Groep, F(2, 57) = 15.02, p < 0.001. T-toetsen wezen uit dat proefpersonen in de Trainingsgroep en de Wachtlijstgroep geen verschillende gemiddelde score hadden op de BloosCognitieLijst bij voormeting, t(43) = 0.62, p = 0.540. De gemiddelde score op de BloosCognitieLijst in de Laagangstige groep was lager dan in de Trainingsgroep, t(35) = -4.28, p < 0.001 en in de Wachtlijstgroep, t(23.61) = -4.77, p < 0.001 (Tabel 2). Angst voor negatieve evaluatie. Er was sprake van een hoofdeffect voor Groep, F(2, 57) = 7.66, p < 0.005. Door middel van t-toetsen werd duidelijk dat op de voormeting van de BFNE geen verschil was tussen gemiddelde score in de Traininggroep en de Wachtlijstgroep, t(43) = 0.61, p = 0.549. Wel was de gemiddelde score op de BFNE in de Laagangstige groep significant lager dan de Trainingsgroep, t(35) = -3.21, p < 0.005 en de Wachtlijstgroep, t(36) = -3.72, p < 0.005 (zie Tabel 2). Trait en State angst. Analyse van de gemiddelde scores op de STAI-trait wezen uit dat er sprake was van een hoofdeffect voor Groep, F(2, 57) = 4.18, p < 0.05. T-toetsen lieten zien dat er geen verschil was tussen de gemiddelde score in de Traininggroep en in de Wachtlijstgroep, t(43) = -0.49, p = 0.626. Wel was de gemiddelde score op de STAI-trait significant lager in de Laagangstige groep dan in de Trainingsgroep, t(35) = -3.15, p < 0.005, en de Wachtlijstgroep, t(36) = -2.25, p < 0.05 (zie Tabel 2). Uit analyse van de gemiddelde scores op de STAI-state bleek dat er geen sprake was van een hoofdeffect voor Groep, F(2, 57) = 1.14, p = 0.33. Depressie. Aan de hand van analyse van de gemiddelde scores op de CES-D werd geen hoofdeffect voor Groep zichtbaar, Groep, F(2, 57) = 0.57, p = 0.57.

Verloop van de training Om na te gaan of de training gepaard ging met een vermindering van symptomen werd er per vragenlijst een 3 Tijd (voormeting, nameting en follow-up) x 2 Groep (Training vs. Wachtlijst) herhaalde metingen ANOVA uitgevoerd. Hierbij is 24

Tijd de binnen proefpersonenfactor en Groep de buiten proefpersoonfactor. Wanneer er niet aan de assumptie van sfericiteit kon worden voldaan is gekozen voor een Greenhouse Geisser correctie. Bloosangst. Analyse van de gemiddelde BTSQ-score liet zien dat er geen hoofdeffect was voor Tijd, F(1.64, 52.47) = 0.11, p = 0.862 en ook niet voor Groep, F(1, 32) = 1.04, p = 0.315. Er was geen significant interactie-effect Tijd x Groep maar er bleek wel sprake te zijn van een trend, F(2, 64) = 3.05, p = 0.054 (Figuur 5).

Figuur 5. Gemiddelde BTSQ-score in de Training- en Wachtlijstgroep bij voor-, nameting en follow-up

Aan de hand van een herhaalde metingen ANOVA per groep, waarbij Tijd een binnen proefpersoon factor is, werd duidelijk dat er in de Trainingsgroep geen sprake was van een hoofdeffect voor Tijd, F(2, 32) = 2.57, p = 0.092. Een gepaarde t-toets wees uit dat er in de Traininggroep sprake was van een lichte daling van de BTSQscore bij nameting ten opzichte van de voormeting, dit verschil was echter niet significant, t(17) = 1.99, p = 0.063. Er bleek geen verschil te zijn tussen de nameting BTSQ-score en de follow-up BTSQ-score bij de Trainingsgroep, t(16) = -0.91, p = 0.377. Aan de hand van een herhaalde metingen ANOVA, waarbij Tijd een binnen proefpersoon factor is, werd duidelijk dat er in de Wachtlijstgroep geen sprake was 25

van een hoofdeffect voor Tijd, F(2, 32) = 0.94, p = 0.401. Een gepaarde t-toets liet zien dat de gemiddelde BTSQ-score in de Wachtlijstgroep gelijk bleef bij voor- en nameting, t(18) = -1.56, p = 0.137 en bij nameting en follow-up, t(16) = 0.23, p = 0.822. Zoals al eerder aangegeven was er geen verschil op de score van de BTSQ bij de Traininggroep en Wachtlijstgroep bij voormeting. Bij nameting was het verschil ook niet significant, t(35) = 1.53, p = 0.134 en hetzelfde gold bij de follow-up, t(32) = 0.99, p = 0.325. Blooscognities. Uit analyse van de gemiddelde scores op de BloosCognitieLijst bleek dat er geen hoofdeffect was voor Tijd, F(2, 70) = 0.32, p = 0.725, en voor Groep, F(1, 35) = 0.41, p = 0.524. Er bleek ook geen sprake te zijn van een interactie-effect Tijd x Groep, F(2, 70) = 0.36, p = 0.702. Angst voor negatieve evaluatie. Er was sprake was van een hoofdeffect voor Tijd, F(2, 64) = 3.79, p < 0.05. Aan de hand van een gepaarde t-toets bleek dat de gemiddelde score in de beide groepen op voor- (M = 25.68, SD = 3.62) en nameting (M = 24.75, SD = 3.89) niet van elkaar verschilden, t(36) = 1.03, p = 0.312. Er bleek ook geen verschil te zijn tussen de gemiddelde score van beide groepen op de nameting (M = 24.68, SD = 3.77) en follow-up (M = 23.94, SD = 4.42). Analyse liet geen hoofdeffect zien voor Groep, F(1, 32) = 1.81, p = 0.188 en geen Tijd x Groep interactie-effect, F(2, 64) = 1.19, p = 0.311. Trait en State angst. Uit analyse van de gemiddelde scores op de STAI-trait bleek dat er sprake van een hoofdeffect voor Tijd, F(2, 64) = 13.30, p < 0.001. Aan de hand van een gepaarde t-toets bleek dat de gemiddelde score in de beide groepen op voormeting (M = 43.63, SD = 8.34) groter was dan op de nameting (M = 41.22, SD = 8.76), t(31) = 3.20, p < 0.01. De gemiddelde score op de nameting (M = 41.22, SD = 8.76) verschilde niet van de score op de follow-up (M = 40.31, SD = 8.14), t(31) = 1.45, p = 0.157. Er was echter geen hoofdeffect voor Groep, F(1, 32) = 0.47, p = 0.498 en geen interactie-effect Tijd x Groep, F(2, 64) = 1.17, p = 0.318. Aan de hand van analyse op de gemiddelde score van de STAI-state werd geen hoofdeffect zichtbaar voor Tijd, F(2, 64) = 1.58, p = 0.214, geen hoofdeffect voor Groep, F(1, 32) = 0.13, p = 0.722 en ook geen interactie-effect Tijd x Groep, F(2, 64) = 0.04, p = 0.962. Depressie. Uit analyse van de gemiddelde scores op de CES-D bleek dat er geen sprake van een hoofdeffect voor Tijd, F(2, 64) = 2.49, p = 0.091, geen

26

hoofdeffect voor Groep F(1, 32) = 0.252, p = 0.619, en ook geen interactie-effect Tijd x Groep, F(2, 64) = 1.00, p = 0.373.

DISCUSSIE

In deze studie is getracht om de interpretatiestijl van mensen met angst om te blozen door middel van hertraining positief te veranderen. Ook werd er gekeken of het positief veranderen van de interpretatiestijl de mate van bloosangst kon verminderen. Samenvattend zijn de belangrijkste resultaten: (i) Voor aanvang van de interpretatietraining was er geen sprake van een negatieve interpretatiebias bij mensen met angst om te blozen. Bij bloosangstigen ontbrak wel een positieve interpretatiebias, die kenmerkend was voor mensen zonder angst om te blozen. (ii) Na de interpretatietraining bleek aan de hand van de recognitietaak dat bloosangstigen nieuwe ambigue situaties vaker positief interpreteerden dan voor de training. In kleinere mate bleken ook bloosangstigen uit de Wachtlijstgroep een positievere interpretatiestijl te hebben ontwikkeld. Echter bleek dat mensen met bloosangst uit de Trainingsgroep sociale situaties met een ambigu karakter vaker positief interpreteren in vergelijking met bloosangstigen in de Wachtlijstgroep. Deze bevindingen waren een week na de laatste training consistent. (iii) De effectiviteit van de training die bleek uit de recognitietaak kon aan hand van de reactietijden op de probes niet ondersteund worden. Tegen de verwachting in gingen proefpersonen met angst om te blozen gedurende de trainingssessies steeds sneller reageren op zowel de negatieve als op de positieve probes. (iv) De positieve interpretatietraining had geen reductie van bloosangst tot gevolg. Bloosangstigen uit de Trainingsgroep rapporteerden na de training niet minder angst om te blozen. Ook was de mate van bloosangst bij hen niet minder dan bloosangstigen uit de Wachtlijstgroep. Onderzoek wijst uit dat mensen met angst om te blozen, in situaties waarbij ze in het middelpunt van de aandacht staan en situaties waarin in de eerste instantie geen aanleiding lijkt te zijn voor het krijgen van een blos, over het algemeen geneigd zijn om de verwachte evaluatie van anderen op een negatieve wijze te interpreteren (Dijk & de Jong, 2009; Dijk et al., 2009). Bloosangstigen uit deze studie bleken voor aanvang van de training echter niet gekenmerkt te worden door een negatieve 27

interpretatiestijl. Uit de resultaten bleek dat zij werden getypeerd door het ontbreken van een positieve interpretatiebias, die bij mensen zonder bloosangst wel aanwezig was. Onderzoek heeft vaker gedemonstreerd dat mensen met angstklachten getypeerd worden door het ontbreken van een positieve interpretatiebias (Hirsch & Mathews, 1997). In een studie werd gekeken of proefpersonen met een hoge mate van angst voor sociale situaties (zoals sollicitatiegesprekken) en niet-angstige proefpersonen verschilden in de wijze waarop zij teksten over sollicitatiegesprekken lazen en interpreteerden (Hirsch en Mathews, 1997). Er kon geconcludeerd worden dat nietangstige proefpersonen geneigd waren om meer te anticiperen op positieve informatie en dat angstige deelnemers deze neiging niet hadden. In een latere studie van Hirsch en Mathews zijn deze bevindingen gerepliceerd (2000). Uit onderzoek blijkt bovendien dat mensen zonder angstklachten vaak gekenmerkt worden door het hebben van een positieve interpretatiebias (Eysenk, Mogg, May, Richards & Mathews, 1991; Calvo, Eysenk & Estevez, 1994, aangehaald in Hirsch & Mathews, 2000). Mogelijk werkt een positieve interpretatiebias als een soort beschermingsfunctie tegen angst. Het hebben van een positieve interpretatiestijl zou kunnen assisteren in het behouden van zelfvertrouwen en een positieve stemming. En een gebrek aan de neiging om ambigue sociale situaties op positieve wijze te interpreteren kan er mogelijk voor zorgen dat bepaalde mensen kwetsbaar zijn voor angstige stemming (Hirsch & Mathews, 2000). Ditzelfde mechanisme zou bij de deelnemers uit het huidige onderzoek van toepassing kunnen zijn. Uit de resultaten van deze studie is gebleken dat de training effectief is in het induceren van deze ‘missende’ positieve interpretatiebias bij bloosangstigen. Na de vier trainingsessies bleek aan de hand van de recognitietaak dat mensen met angst om te blozen nieuwe ambigue informatie vaker positief interpreteerden dan dat zij deden voor de training. Ondanks dat ook mensen met bloosangst uit de Wachtlijstgroep nieuwe ambigue situaties positiever gingen interpreteren bleek dit in grotere mate het geval te zijn bij proefpersonen die de training hadden ondergaan. Een verklaring voor de bevinding dat ook bloosangstigen uit de Wachtlijstgroep er bij nameting (en follow-up) een positievere interpretatiestijl op na hielden, is het mogelijke verschil tussen de drie recognitietaken. Eventueel zijn de positieve interpretaties van de beschreven ambigue situaties van de recognitietaken bij nameting en follow-up inhoudelijk aannemelijker dan bij de recognitietaak op de voormeting. In de huidige studie zijn de tien verschillende verhaaltjes per 28

recognitietaak op gerandomiseerde wijze aangeboden om zo herinneringseffecten uit te sluiten. In vervolgonderzoek zouden echter alle 30 verhaaltjes van de drie recognitietaken, op voor-, nameting en follow-up, gerandomiseerd moeten worden over de drie meetmomenten heen. Op deze wijze worden de eventuele verschillen tussen de drie taken uitgesloten. Een andere mogelijke verklaring voor het positiever worden van de interpretatiestijl van bloosangstigen uit de Wachtlijstgroep is dat deelname aan het onderzoek wellicht een therapeutisch effect met zich heeft meegebracht. Het kan zijn dat de wetenschap dat proefpersonen deelnamen aan een onderzoek naar blozen en het doen van de eerste assessmentfase, waarbij bloossituaties beschreven werden en vragen over het blozen werden gesteld, eraan heeft meegedragen dat proefpersonen meer over hun blooangst zijn gaan nadenken. Wellicht heeft deze aandacht voor de bloosangst een positief effect gehad op de wijze waarin studenten zonder directe hulpvraag ambigue situaties interpreteerden. Maar ondanks deze eventuele verschillen in de drie recognitietaken en/of de mogelijke wachtlijsteffecten blijkt de training effectief te zijn in het positiever maken van de interpretatiestijl. De interpretatiestijl van de bloosangstigen die de training hadden ondergaan was immers positiever dan de interpretatiestijl van bloosangstigen uit de Wachtlijstroep, en dit verschil bleef ook één a twee weken na de training zichtbaar. Aan de hand van de recognitietaak bleek ook dat bij voormeting de nietkloppende interpretaties van de beschreven situaties, in alle groepen en ongeacht of de interpretaties positief of negatief waren, aannemelijker werden geacht dan de kloppende interpretaties. In de nameting en follow-up werden de kloppende interpretaties juist aannemelijker geacht. De reden waarom er in deze studie onderscheid is gemaakt tussen een kloppende en niet-kloppende interpretatie is om te achterhalen of het positiever worden van de interpretatiestijl niet louter voortkomt uit een ‘priming effect’ op positieve informatie (Yiend, et al., 2005; Murphy et al., 2007). Het aannemelijker achten van kloppende interpretaties op nameting en follow-up geeft aan dat het effect van de training niet voortkomt uit dit ‘priming effect’ maar dat de training het effect heeft op het positiever maken van ‘weloverwogen’ interpretaties. Bovendien kan het aannemelijker achten van de niet-kloppende interpretaties van de eerste recognitietaak onmogelijk het gevolg zijn van dit ‘priming effect’ omdat deze taak werd afgenomen voor de start van de training. Deze bevinding zou toe te schrijven kunnen zijn aan een inhoudelijk verschil tussen de recognitietaak bij voormeting en de taak bij nameting en follow-up. Wellicht wordt er in de eerste 29

recognitietaak in mindere mate inhoudelijk duidelijk gemaakt dat de niet-klopppende interpretatie onmogelijk past bij het beschreven verhaaltje. Door het randomiseren van alle dertig verhaaltjes zal ook voor dit eventuele effect in vervolgonderzoek kunnen worden gecontroleerd. Ondanks dat aan de hand van de recognitietaak is gebleken dat de training effectief was in het induceren van een positieve interpretatiestijl, werd deze bevinding niet ondersteund door de reactietijden op de probes. Naarmate de training duurde gingen proefpersonen namelijk sneller reageren op zowel de positieve probes als de negatieve probes. Het effect van de training dat zichtbaar werd aan de hand van de recognitietaak lijkt wel van groter belang, omdat er door middel van deze uitkomstmaat gekeken kan worden naar een meer generaliseerde manier van interpreteren. De reactietijden op de probes als uitkomstmaat is erg trainingspecifiek. Desondanks is de reden voor het uitblijven van een effect op de reactietijden van de probes, terwijl er wel een effect gevonden wordt op de recognitietaak, moeilijk te achterhalen. Deze bevinding komt bovendien niet overeen met ander onderzoek (Mathews & Mackintosh, 2000; Mathews & Macleod, 2002; Yiend et al., 2005; Murphy et al., 2007; Beard & Amir, 2008; Salemink et al., 2007a/b; Salemink, et al., 2009; Salemink, et al., In press). Mogelijk waren de negatieve probes, in vergelijking met de positieve probes, te makkelijk of te voor de handliggend. Dit zou ervoor kunnen zorgen dat de reactie op de negatieve probes in de laatste trainingsessies relatief snel was en dat daarom het verwachte effect uitbleef. Omvangrijker volgonderzoek zal moeten uitwijzen waarom het trainingseffect op de probes in deze studie niet is gevonden. Tegen de verwachting in had het positief veranderen van de interpretatiestijl van mensen met angst om te blozen geen effect op de mate waarin bloosangst gerapporteerd werd. Mogelijk komt dit omdat deelnemers die de training ondergingen bij aanvang van de studie niet genoeg angst om te blozen hadden om ook daadwerkelijk een reductie van angstsymptomen na de training te ervaren. Ondanks dat hoogangstigen geselecteerd zijn aan de hand van een score van ≥ 8 op vraag 1 van de subschaal ‘Blozen’ van de BTSQ (‘Hoe bang ben je om te gaan blozen?’) bleek de gemiddelde score op de subschaal van deze proefpersonen bij aanvang van het onderzoek relatief laag te zijn (5.23). Personen met een score van ≥ 5.12 op de subschaal ‘Blozen’ van de BTSQ worden in veel studies gezien als hoogangstig (Mulkens et al., 2001). In het huidige onderzoek had echter 42.2% van de 30

bloosangstige proefpersonen een score op de subschaal ‘Blozen’ van de BTSQ van tussen de 3 en 5.12. Deze mensen vinden het waarschijnlijk wel vervelend om te blozen maar ervaren wellicht geen grote mate van angst. Een andere kanttekening die bij het onderzoek geplaats kan worden is dat er relatief veel sprake is geweest van uitval. Vier proefpersonen zijn voortijdig met het onderzoek gestopt. Ook zijn zes proefpersonen bij aanvang van het onderzoek, die waren geselecteerd als zijnde hoogangstig, uitgesloten voor verdere analyse. De gemiddelde score op de subschaal ‘Blozen’ van de BTSQ (< 3) van deze proefpersonen bleek overeen te komen met mensen die niet of nauwelijks angst hebben om te blozen (Dijk, Voncken & de Jong, 2009). Bovendien was er wegens technische mankementen soms sprake van missende waarden. Het powerprobleem ten gevolge van deze uitval heeft er mogelijk toe bijgedragen dat het succesvol induceren van een positieve interpretatiestijl niet geleidt heeft tot bloosangstreductie. Dit kan geconstateerd worden aangezien er wel een trend zichtbaar werd wanneer er werd gekeken naar de mate van bloosangst voor en na de training. Vervolgonderzoek met een grotere en een daadwerkelijke klinische populatie zou moeten uitwijzen of de training kan leiden tot een vermindering van bloosangst. Ondanks dat de interpretatietraining geen duidelijke reductie van bloosangst met zich meebracht heeft deze studie wel klinische implicaties. Het onderzoek heeft gedemonstreerd dat het experimenteel positiever maken van de interpretatiestijl mogelijk is bij mensen die het vervelend vinden om te blozen. Deze training zou daarom toevoeging kunnen bieden aan de behandeling van bloosangst. Ook heeft de internettraining een aantal praktische voordelen. Mensen kunnen deze training volgen op eigen tijd en plek en het kan anoniem worden afgerond. Bovendien zullen de kosten van training in de praktijk laag zijn. Om die reden zou de internettraining een ‘eerste stap’ kunnen worden in een stepped-care programma. Hierbij wordt de eenvoudigste behandeling eerst aangeboden en pas als die behandeling niet effectief genoeg lijkt te zijn wordt zwaardere, en dus duurdere, zorg ingezet (Andersson, Bergstro, Carlbring & Lindefors, 2005). Ook zou de interpretatietraining kunnen worden aangeboden aan personen die op een wachtlijst staan voor behandeling. Een positievere manier van het interpreteren van sociale situaties zal bij deze mensen dan worden geïnduceerd voordat de therapeutische behandeling van start gaat. De meest gangbare behandeling voor mensen met bloosangst is de cognitieve (gedrags)therapie (Bögels, & Scholing, 1995). Onderzoek zal moeten uitwijzen of de cliënten met een 31

positievere manier van interpreteren bij aanvang van de cognitieve (gedrags)therapie sneller vermindering van hun klachten ervaren dan cliënten die geen online training hebben ondergaan. De therapeutische technieken die worden ingezet in de cognitieve therapie zijn erop gericht om disfunctionele negatieve gedachten te veranderen. Er wordt in deze vorm van therapie echter weinig ingegaan op het eventuele gebrek aan positieve interpretaties. Maar bij de online interpretatietraining wordt er in plaats van het wegnemen van de negatieve interpretatiestijl, een positieve interpretatiestijl aangeleerd. Mogelijk zal de combinatie van het induceren van positieve interpretatie tijdens de training en het aanpakken van de negatieve interpretatie tijdens de cognitieve therapie een efficiëntere manier zijn om mensen van hun bloosangst af te helpen.

LITERATUUR Andersson, G., Bergstrom, J., Carlbring, P. & Lindefors, N. (2005). The use of the internet in the treatment of anxiety disorders. Current Opinion in Psychiatry, 18, 7377. Beard, C., & Amir, N., (2008). A multi-session interpretations modification program: Changes in interpretation and social anxiety symptoms. Behaviour Research and Therapy, 46, 1135-114. Bögels, S. M., & Reith, W. (1999). Validity of two questionnaires to assess social fears: the Dutch Social Phobia and Anxiety Inventory and the Fear of Blushing, Trembling, and Sweating Questionnaire. Journal of Psychopathology and Behavioural Assessment, 21, 51-66. Bögels, S. M., & Scholing, A. (1995). Behandeling van angst om te blozen, trillen of zweten. Tijdschrift voor Psychotherapie, 21, 248-267. Cieraad, R., & de Jong, P. J. (2007). Dutch version of the BFNE, Authorized translation De Jong, P. J., Peters, M. L., Dijk, C., Nieuwenhuis, E., Kempe, H., & Oelerink, J. (2006). Fear of blushing: The role of the expected influence of displaying a blush on others’ judgements. Cognitive Therapy and Research, 30, 623-634.

32

Dijk, C., & de Jong, P. J. (2009). Fear of blushing: No overestimation of negative anticipated interpersonal effects, but a high-subjective probability of blushing. Cognitive Therapy and Research, 33, 59-74. Dijk, C., de Jong, P. J., Muller, E., & Boersma, W. (2009). Blushing-fearful individual’s judgmental biases and conditional cognitions: An internet inquiry. Journal of Psychopathological Behavior Assessment. DOI 10.1007/s10862-0099134-4. Dijk, C., de Jong, P. J., & Peters, M. L. (2009). The remedial value of blushing in the context of transgressions and mishaps. Emotion, 9, 287-291. Dijk, C., Voncken, M., & de Jong, P. J. (2009). I blush, therefore I will be judged negatively: influence of false blush feedback on anticipated others’ judgments and facial coloration in high and low blushing-fearfuls. Behaviour Research and Therapy, 47, 541-547. Hanewald, G. J. F. P. (1987). ‘CES-D de Nederlandse Versie: Een onderzoek naar de betrouwbaarheid en de validiteit. Amsterdam: Universiteit van Amsterdam, Vakgroep Klinische Psychologie (internal report). Hirsch, C., & Mathews, A. (1997). Interpretative inferences when reading about emotional events. Behaviour Research and Therapy, 35, 12, 1123-1132. Hirsch, C., & Mathews, A. (2000). Impaired positive inferential bias in social phobia. Journal of Abnormal Psychology, 109, 4, 705-712. Huppert, J., Foa, E. B., Furr, J. M., Filip, J. C., & Mathews, A. (2003). Interpretation bias in social anxiety, A dimensional perspective. Cognitive Therapy and Research, 27, 5, 569-577. Leary, M. R. (1983). A brief fear of negative evalution scale. Personality and Social Psychology Bulletin, 9, 371-375. Mathews, A., & Mackintosh, B. (2000). Induced emotional interpretation bias and anxiety. Medical Research Council Cognition and Brain Sciences Unit, 109, 602615. Mathews, A., & Macleod, C. (2002). Induces processing biases have causal effects on anxiety. Cognition and Emotion, 16, 331-354. Mulkens, S. (2001). Aandacht voor bloosangst. De psycholoog, 30, 342-347. Murphy, R., Hirsch, C. R., Mathews, A., Smith, K., & Clark, D. M. (2007). Facilitating a benign interpretation bias in high socially anxious populations. Behaviour Research and Therapy, 45, 1517-1529. 33

Ratloff, L. S. (1977). The CES-D Scale: A self-report depression scale for research in the general population. Applied Psychological Measurement, 1, 385-401. Salemink, E., van den Hout, M. A., & Kindt, M. (2007a). Trained interpretive bias and anxiety. Behaviour Research and Therapy, 45, 329-340. Salemink, E., van den Hout, M. A., & Kindt, M. (2007b). Trained interpretive bias: Validity and effects on anxiety. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 38, 212-224. Salemink, E., van den Hout, M. A., & Kindt, M. (2009). Effects of positive interpretive bias modification in highly anxious individuals. Journal of Abnormal Psychology. Salemink, E., van den Hout, M. A., Kindt, M., & Rienties, H.(In press). Cognitive bias modification of interpretations: Effects in patients with anxiety disorders. Scholing, A., & Emmelkamp, P. M. (1993). Cognitive and behavioral treatments for fear of blushing, sweating or trembling. Behavior Research and Therapy, 31, 155170. Spielberger, C. D., Gorsuch, R. L., Lushene, R., Vagg, P. R., & Jacobs, G. A. (1983). Manual for the State-Trait Anxiety Inventory. Palo Alto: CA: Consulting Psychologist Press. Van der Ploeg, H. M., Defares, P. B., & Spielberger, C. D. (2000). Handleiding bij de Zelf-beoordelingsvragenlijst. Een Nederlandse bewerking van de Spielberger StateTrait Anxiety Inventory. Lisse: Swets en Zeitlinger. Yiend, J., Mackintosh, B., & Mathews, A. (2005). Enduring consequences of experimentally induced biases in interpretation. Behaviour Research and Therapy, 43, 779-797.

34