Jaargang 37 (2017)
Nummer: 1
Artikel: 3

Aan de hand van data die in een onderzoek naar de behandeling van zelfwaarderingsproblemen bij angstpatiënten waren verkregen, werd een studie uitgevoerd naar de samenhang tussen zelfwaardering en achterdocht bij deze patiënten. 47 angstpatiënten die tevens een lage zelfwaardering hadden werden behandeld met hetzij COMET, een interventie gericht op het verhogen van de zelfwaardering die inmiddels in diverse onderzoeken bij diverse patiëntenpopulaties effectief is gebleken, hetzij met EMDR ‘rechtsom’. Dit is een onder meer op de verbetering van zelfwaardering gerichte interventie, die is gebaseerd op de ‘traditionele’ EMDR-procedure. EMDR rechtsom wordt in de klinische praktijk geregeld toegepast, maar de effectiviteit ervan bij problemen in de zelfwaardering is vooralsnog weinig wetenschappelijk onderbouwd. Beide onderzochte behandelmethoden bleken effectief in het verbeteren van (verschillende aspecten van) zelfwaardering. COMET deed het daarbij iets beter dan EMDR rechtsom. Ook bleken beide behandelingen de achterdocht van de patiënten te kunnen reduceren. Wat dit betreft werden geen verschillen vastgesteld tussen beide methoden. Ten slotte bleken de veranderingen in achterdocht te worden gemedieerd door de veranderingen van de zelfwaardering die tijdens de behandeling werden gerealiseerd. Dit gold voor het verbeteren van de globale zelfwaardering en voor het verlagen van de negatieve zelfwaardering, maar niet voor het versterken van de positieve zelfwaardering. Beperkingen met betrekking tot de interpretatie van deze bevindingen worden in de discussie besproken, alsmede de mogelijke relevantie van het onderzoek voor verder onderzoek en de klinische praktijk.

In deze bijdrage worden de resultaten gepresenteerd van een onderzoek dat als een spin-off is uitgevoerd op een gedeelte van de database van een grotere studie, de SETA-trial (self-esteem treatment in anxiety; Staring et al., 2016). SETA was in eerste instantie gericht op het verhogen van de verlaagde zelfwaardering van angstpatiënten. Van twee interventies, competitive memory training, oftewel COMET (Korrelboom, 2011), en eye movement desensitization and reprocessing, oftewel EMDR rechtsom (ten Broeke, de Jongh, & Hornsveld, 2014), werd nagegaan welke het beste in staat was de zelfwaardering van patiënten met diverse angststoornissen te verhogen. Omdat in SETA ook een maat was opgenomen die paranoïde ideatie meet, kon het huidige onderzoek naar de invloed van veranderingen in zelfwaardering op paranoïde gedachtevorming bij angstpatiënten worden uitgevoerd. Een dergelijk onderzoek kan mogelijk informatie opleveren die ook relevant is voor het behandelen van patiënten bij wie, anders dan bij de patiënten in het huidige onderzoek, paranoïdie het belangrijkste therapeutische aangrijpingspunt is.

Verlaagde zelfwaardering speelt een rol bij paranoïdie (Warman & Lysaker, 2011), waarbij paranoïdie een spectrum aan gedachten beslaat dat loopt van wantrouwen en achterdocht tot aan achtervolgingswanen (Freeman et al., 2011). Van de algemene bevolking heeft 10% tot 15% geregeld last van paranoïde gedachtevorming (Freeman, 2007). In de extremere gevallen, bijvoorbeeld wanneer er sprake is van achtervolgingswaan, gelooft de betrokkene dat er tegen hem wordt samengespannen, dat hij wordt bedrogen en bespioneerd, dat men hem achtervolgt en dat men hem opzettelijk belastert. Hij kan verder van mening zijn dat anderen proberen hem te vergiftigen of stiekem drugs toe te dienen, dan wel dat men hem lastigvalt en tegenwerkt wanneer hij zijn doelen tracht te bereiken (American Psychiatric Association, 2013, p. 90). Wanneer de preoccupatie met de paranoïde overtuiging erg groot is en veel onrust geeft, terwijl de betrokkene sterk vasthoudt aan zijn overtuiging, en naarmate die overtuiging onwaarschijnlijker en ongefundeerder is, spreekt men van een waan (Freeman, 2007). Aan de mildere kant van het paranoïde spectrum gaat het om ideeën dat ‘anderen niet te vertrouwen zijn’, alsmede gedachten over ‘miskenning’ en ‘dat er op je wordt gelet’.

De samenhang tussen verlaagde zelfwaardering en paranoïde gedachtevorming is niet uitsluitend door Warman en Lysaker (2011) vastgesteld. Ook andere onderzoekers vonden deze associatie (Kesting & Lincoln, 2013; Tiernan, Tracy, & Shannon, 2014). Weer anderen vonden de relatie echter niet (Lincoln et al., 2010; Valiente et al., 2011; Valiente, Cantero, Sanchez, Provencio, & Wickham, 2014). Deze wisselende bevindingen zijn wellicht terug te voeren op het feit dat zelfwaardering niet een eenduidig concept is, maar zich in verschillende aspecten en dimensies manifesteert (Korrelboom, 2014). Valiente en collega’s (2014) stellen om die reden voor om de verschillende dimensies van zelfwaardering afzonderlijk te onderzoeken en niet uitsluitend de nadruk te leggen op expliciete globale zelfwaardering, zoals tot nu toe in de meeste studies het geval was.

Bij de verbreding van het zelfwaarderingsconcept heeft men onder meer onderscheid gemaakt tussen enerzijds zelfwaardering als een eendimensionaal concept, waarop men meer of minder hoog kan scoren, en anderzijds zelfwaardering als een concept dat uit twee betrekkelijk onafhankelijke dimensies bestaat, namelijk positieve en negatieve zelfwaardering, waarbij men in principe gelijktijdig relatief hoog (of laag) kan scoren op beide dimensies (Barrowclough et al., 2003). Met name van verhoogde negatieve zelfwaardering is de relatie met paranoia geregeld vastgesteld (Bentall et al., 2008; Fisher, Appiah-Kusi & Grant, 2012; Fowler et al., 2011; Freeman et al., 2013; Valiente et al., 2014), terwijl dat voor (verlaagde) positieve zelfwaardering niet het geval is (Bentall et al., 2008).

Paranoïdie is vooral een belangrijk kenmerk van ernstige psychische stoornissen als schizofrenie en paranoïde persoonlijkheidsstoornis (American Psychiatric Association, 2013). De meeste (maar niet alle) van de hierboven aangehaalde studies zijn dan ook uitgevoerd bij zogenoemde EPA-patiënten: patiënten met een ernstige psychiatrische aandoening. Maar ook bij patiënten met mildere aandoeningen en binnen de normale populatie komt paranoïde ideatie voor, en ook daar blijkt er een verband te zijn met lage zelfwaardering.

De vraag kan nu worden gesteld of het verbeteren van de zelfwaardering kan leiden tot een vermindering van paranoïdie. Inmiddels zijn daarvoor inderdaad enkele aanwijzingen gevonden. Zo bleek het mogelijk om de mate van achterdocht van proefpersonen met een verhoogde paranoïde gedachtegang te beïnvloeden door het zelfvertrouwen te manipuleren in een virtual-reality-experiment. Deze proefpersonen werden blootgesteld aan een virtuele omgeving, een ritje in de metro, te midden van een aantal avatars. Voordat zij aan deze virtuele reis begonnen, werd met behulp van een kortdurende inductiemethode hun zelfvertrouwen gemanipuleerd in hetzij positieve, hetzij negatieve richting. Daarbij werd gebruikgemaakt van imaginatie en het activeren van specifieke autobiografische herinneringen. Na manipulatie van het zelfvertrouwen in een negatieve richting nam de achterdocht ten opzichte van de avatars toe, terwijl het omgekeerde het geval was na manipulatie in een positieve richting: toen nam de achterdocht juist af (Atherton et al., 2016).

Elders werden enkele aanwijzingen gevonden dat een specifieke, kortdurende, op verhoging van de zelfwaardering gerichte interventie bij een groep patiënten met paranoïde wanen wellicht zou kunnen leiden tot versterking van de zelfwaardering, alsmede tot verlaging van de paranoia. Het ging echter slechts om ‘mogelijke aanwijzingen’: van de gevonden effecten waren de relevantste niet significant, terwijl enkele aanvankelijk wel significante verbeteringen op secundaire uitkomstmaten bij follow-up na twaalf weken weer waren verdwenen (Freeman et al., 2014). Niettemin pleiten de auteurs voor nader onderzoek naar de invloed van zelfwaarderingsinterventies op paranoïdie. Deze kwestie —of versterking van de zelfwaardering kan leiden tot verlaging van de paranoïde gedachtevorming— wordt in het hieronder beschreven onderzoek verder bestudeerd.

De al eerder genoemde SETA-studie werd uitgevoerd tussen 2014 en 2015. Patiënten met een angststoornis en lage zelfwaardering kregen ieder twee korte behandelingen, die specifiek waren gericht op het verhogen van de zelfwaardering. De ene behandeling was COMET (Korrelboom, 2011) en de andere EMDR rechtsom (de Jongh & ten Broeke, 2012). COMET bleek al eerder in diverse studies effectief te zijn in het verbeteren van zowel globale zelfwaardering (Korrelboom, 2014; van der Gaag & Korrelboom, submitted), als van de dimensies positieve en negatieve zelfwaardering afzonderlijk (Korrelboom, Maarsingh, & Huijbrechts, 2012; Korrelboom, van Weele, Gjaltema, & Hoogstraten, 2009). Hoewel EMDR een effectieve behandeling is voor PTSS (Chen, Zhang, Hu, & Liang, 2015) en de indruk bestaat dat de EMDR-rechtsommethode in de klinische praktijk dikwijls wordt toegepast, was de waarde van deze laatste variant bij kernovertuigingen als lage zelfwaardering nog nauwelijks onderzocht. Alle patiënten kregen, in een cross-over-within-subjects-design, zes sessies COMET en zes sessies EMDR rechtsom. De volgorde van deze interventies was gerandomiseerd. Metingen vonden plaats aan het begin van de eerste interventie, tussen beide interventies in, en aan het einde van de tweede interventie. SETA richtte zich dus primair op de vraag welke van de twee interventies (of welke combinatie van beide) het succesvolst was in het verbeteren van de zelfwaardering van angstpatiënten. Dat bleek COMET te zijn. Voor een uitgebreide bespreking van deze en andere SETA-bevindingen wordt verwezen naar de betreffende publicatie (Staring et al., 2016).

Voor de huidige studie werd gebruikgemaakt van een gedeelte van de data die tijdens SETA zijn verzameld. Hierin werden enkele vragen onderzocht. Er is allereerst nagegaan in hoeverre beide behandelingen op zichzelf effectief waren in het verbeteren van de zelfwaardering (globale, positieve en negatieve zelfwaardering afzonderlijk) en van de paranoïde ideatie. Vervolgens is stilgestaan bij de vraag welke van beide methoden hierin beter slaagde. Aansluitend is onderzocht of een vermindering van paranoïde ideatie werd gemedieerd door de verbetering van de zelfwaardering. Als dit inderdaad het geval beek te zijn, werd nagegaan of EMDR rechtsom dan wel COMET hierin het beste was geslaagd. Vooraf werd verwacht dat beide behandelingen tot de beoogde verbeteringen in de zelfwaardering zouden leiden en dat die verbeteringen in de zelfwaardering op hun beurt zouden samengaan met een vermindering van de paranoïde ideatie. Er was vooraf geen verwachting met betrekking tot de vraag welke van beide behandelingen hierin het beste zou slagen.

Methode

Overzicht van de studie

Voor het uitvoeren van de SETA-studie is toestemming gegeven door de medisch-ethische toetsingscommissie van het Universitair Medisch Centrum Utrecht. De deelnemende patiënten waren afkomstig van vier ambulante afdelingen van het behandelprogramma Angststoornissen van Altrecht GGZ te Utrecht en van twee ambulante afdelingen van de behandelprogramma’s Angststoornissen en Psychotrauma van PsyQ Den Haag-Centrum, onderdeel van de Parnassia Groep.

Voor het huidige onderzoek werd gebruikgemaakt van een gedeelte van de binnen SETA verzamelde gegevens. Dat betrof een aantal scores die tijdens de voormeting (M0) en de tussenmeting (M1) van die studie waren verzameld. Op het moment van de tussenmeting had de helft van de patiënten de ene zelfwaarderingsinterventie ontvangen en de andere helft de andere. Omdat zowel de toegepaste EMDR-rechtsomprocedure als de COMET-interventie kunnen gelden als volwaardige zelfwaarderingsinterventies, en omdat de patiënten in SETA waren gerandomiseerd over de volgorde waarin beide interventies werden toegepast, was er op dat moment sprake van een gerandomiseerde vergelijking tussen twee zelfwaarderingsinterventies wat betreft de effecten daarvan op zelfwaardering en paranoïde gedachtevorming. Voor de huidige studie werden alleen de gegevens gebruikt van enkele van de in SETA gebruikte meetinstrumenten. Het ging om de resultaten op de instrumenten waarmee de zelfwaardering in kaart werd gebracht, alsmede (een benadering van) de mate van achterdocht (paranoïdie).

Patiënten

Patiënten in SETA werden geïncludeerd wanneer allereerst hun primaire actuele diagnose een angststoornis was, vastgesteld aan de hand van DSM-IV-criteria, met behulp van hetzij het Structured Interview for DSM Disorders-I (SCID-I; Lobbestael, Leurgans, & Arntz, 2011), hetzij het Mini International Neuropsychiatric Interview (MINI; van Vliet & de Beurs, 2007). Bovendien moesten patiënten om te kunnen worden geïncludeerd een score van minimaal 39 hebben op het state-gedeelte van de Nederlandse versie van de Spielberger State-Trait Anxiety Inventory (STAI/ZBV; van der Ploeg, Delfares, & Spielberger, 1980; van der Ploeg, 1982). Dit is een cut-off-score voor klinisch relevante angstproblematiek (Julian, 2011). Daarnaast moesten zij een score hebben van maximaal 25 op de Nederlandse versie van de Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES; Franck, de Raedt, Barbez, & Rosseel, 2008), uitgaande van een range van 10 tot 40. Daarmee scoorden ze minimaal 1 SD onder het gemiddelde van een gezonde Nederlandse populatie (Schmitt & Allik, 2005). Alle patiënten hadden aan de start van SETA dus forse angstklachten en een behoorlijk lage (globale) zelfwaardering.

Hoewel alle patiënten werden gekenmerkt door lage zelfwaardering, moesten zij wel in staat zijn om ten minste één positieve eigenschap van zichzelf te benoemen. Het kunnen benoemen van minimaal één positieve eigenschap, zo nodig met behulp van de onderzoeker of therapeut, is immers een inclusiecriterium voor COMET (Korrelboom, 2011). Andere inclusiecriteria waren: geen wijzigingen in medicatiegebruik gedurende de maand voorafgaande aan en tijdens de studieduur van ongeveer drie maanden, en voldoende beheersing van de Nederlandse taal om de vragenlijsten te kunnen invullen. Patiënten met een ernstige depressie, psychose of misbruik, dan wel afhankelijkheid van middelen (American Psychiatric Association, 1994) als comorbide problematiek werden uitgesloten van de studie. De mate van paranoia van de SETA-patiënten (en dus ook van de patiënten in deze deelstudie) voldeed dus nooit aan een volledige psychotische episode die acute psychosebehandeling noodzakelijk zou hebben gemaakt.

Interventies

EMDR rechtsom

EMDR rechtsom bestond uit zes individuele sessies van zestig minuten. EMDR rechtsom is een variant op het EMDR-standaardprotocol. Het belangrijkste verschil is dat men bij het standaardprotocol uitgaat van herinneringen, intrusies en flashbacks rondom negatieve ervaringen die de patiënt geregeld hinderen, meestal in het kader van een posttraumatische-stressstoornis, terwijl bij het EMDR-rechtsomprotocol andere klachten dan intrusies het uitgangspunt vormen. Vanuit de veronderstelling dat negatieve ervaringen, zoals gepest of vernederd worden, ten grondslag liggen aan deze klachten, gaat men op zoek naar die ervaringen. Met betrekking tot lage zelfwaardering, een van de problematieken die met het EMDR-rechtsomprotocol worden behandeld, vraagt men de patiënt welke ervaringen nu, op dit moment, het sterkste bewijzen dat hij niet de moeite waard is, slecht is, lui is, of wat de negatieve zelfovertuiging ook maar inhoudt. Anders dan bij het standaardprotocol worden dus niet de ervaringen bewerkt die het ‘pijnlijkst’ zijn, maar de ervaringen die het ‘beste bewijs’ vormen voor de negatieve zelfopvattingen. Vervolgens worden de herinneringen aan, en de beelden van, de belangrijkste van deze ervaringen gedesensitiseerd volgens de gangbare EMDR-procedure (de Jongh, ten Broeke, & Meijer, 2010; ten Broeke et al., 2014; ten Broeke & de Jongh, 2014).

Terwijl de EMDR-rechtsomprocedure in de praktijk geregeld wordt toegepast en de effectiviteit van de EMDR-standaardprocedure bij PTSS onomstreden is, is er nog geen degelijk gecontroleerd onderzoek gedaan naar de werkzaamheid van de EMDR-rechtsommethode bij volwassenen met een lage zelfwaardering.

COMET voor lage zelfwaardering

Ook de COMET-interventie bestond uit zes individuele sessies van zestig minuten. COMET vertrekt vanuit het idee dat mensen aan de meeste concepten meerdere betekenissen toekennen, die allemaal zijn opgeslagen in het langetermijngeheugen. Tussen al die betekenissen bestaat een competitie om te worden geactiveerd. Wanneer die competitie vals is (‘gebiased’), hebben disfunctionele betekenissen een grotere kans om te worden geactiveerd dan functionele. Net als mensen met een normale zelfwaardering hebben de meeste patiënten met een lage zelfwaardering zowel kennis over hun positieve persoonlijke eigenschappen als over hun negatieve persoonlijke eigenschappen. Die laatste kennis wordt echter veel eerder, vaker en gemakkelijker geactiveerd dan de eerste, en bepaalt daarmee te vaak het doen en laten van de patiënt en diens stemming in negatieve zin.

In COMET wordt kennis die incompatibel is met de negatieve zelfopvattingen competitiever gemaakt in de ‘geheugenactiveringscompetitie’, zodat positieve zelfopvattingen makkelijker activeerbaar worden. Daartoe moet de patiënt allereerst positieve, met het negatieve zelfbeeld incompatibele eigenschappen benoemen en deze vervolgens illustreren door concrete situaties te beschrijven waarin die positieve kanten naar voren komen. Met behulp van dagelijkse oefeningen (die bestaan uit positieve imaginatie, zelfspraak, lichaamshouding, gelaatsuitdrukking en muziek) wordt deze positieve zelfkennis vervolgens emotioneel saillanter en daarmee activeerbaarder gemaakt. In de laatste fase van COMET wordt —met behulp van contraconditionering— de inmiddels competitiever geworden positieve zelfkennis geassocieerd met triggers die eerder disfunctionele negatieve zelfopvattingen activeerden.

COMET voor lage zelfwaardering is in diverse studies effectief gebleken, bij verschillende patiëntenpopulaties (Korrelboom, 2011, 2014; van der Gaag & Korrelboom, submitted).

Procedure

Patiënten werden, nadat zij door hun therapeut of intaker waren aangemeld voor de SETA-studie, na inclusie en informed consent gerandomiseerd over twee behandelcondities. Randomisatie was gestratificeerd naar instelling en werd uitgevoerd door een onafhankelijk bureau, dat blind was voor de gegevens van de patiënt. In de ene onderzoeksconditie kregen de patiënten eerst zes individuele sessies EMDR rechtsom en daarna zes individuele sessie COMET. In de andere conditie was de volgorde van de interventies omgedraaid: eerst zes sessies COMET en daarna zes sessies EMDR rechtsom. Tijdens de SETA-studie ontvingen de patiënten geen andere behandelingen, behalve een eventuele voortzetting van hun lopende medicamenteuze behandeling. De voor het huidige onderzoek relevante metingen werden voorafgaande aan de zelfwaarderingsbehandeling afgenomen (voormeting: M0) en na de eerste behandeling (COMET of EMDR rechtsom: M1). Het tweede gedeelte van SETA (na de cross-over, waarin patiënten de tweede zelfwaarderingsinterventie kregen) wordt hier dus buiten beschouwing gelaten. De metingen werden afgenomen door testassistenten, die op beide meetmomenten blind waren voor de behandelconditie van de patiënt.

Meetinstrumenten

De volgende meetinstrumenten waren voor deze deelstudie relevant. Ten eerste een Nederlandse vertaling van de Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES; Rosenberg, 1965; Franck, et al., 2008). Deze zelfrapportagevragenlijst meet globale zelfwaardering en bestaat uit tien stellingen, waarvan de helft positief is geformuleerd en de andere helft negatief. Patiënten geven op een 1-4 Likertschaal aan in hoeverre de stellingen op hen van toepassing zijn. Nadat de positieve items zijn omgescoord, ontstaat er een unidimensionele schaal met een range van 10 tot 40, waarbij hogere scores indicatief zijn voor een goede globale zelfwaardering. Bij afname van de RSES in een groot aantal Europese landen vonden Schmitt en Allik (2005) een gemiddelde score van 31.6, met een standaarddeviatie van 4.5 voor de gezonde Nederlandse bevolking. De RSES maakte tevens deel uit van de inclusiecriteria van SETA: een score lager dan 26 (> 1 SD onder het gemiddelde van de gezonde populatie) was nodig om te kunnen worden geïncludeerd.

Als aanvulling op de RSES werd de Self-Esteem Rating Scale-Short Form (SERS-SF; Lecomte, Corbière, & Laisné, 2006) afgenomen. De SERS-SF meet zelfwaardering op twee aparte dimensies, namelijk positieve zelfwaardering (SERS-Pos) en negatieve zelfwaardering (SERS-Neg). Het instrument bestaat uit twintig stellingen. Patiënten geven op een 7-punts Likertschaal aan in hoeverre zij de betreffende stelling onderschrijven. Op beide subschalen varieert de range van scores tussen 10 en 70, waarbij hoge scores op de ene subschaal indicatief zijn voor hoge positieve zelfwaardering en op de andere voor hoge negatieve zelfwaardering. De SERS-SF heeft goede psychometrische eigenschappen (Lecomte et al., 2006).

De Paranoïde Schaal (PAR) is een subschaal van de Brief Symptom Inventory (BSI; Derogatis, 1975). De PAR bestaat uit vijf stellingen rondom ideeën met betrekking tot achterdocht en wantrouwen (zoals ‘het gevoel dat mensen niet te vertrouwen zijn’ en ‘het gevoel dat anderen misbruik van je maken, als je niet oppast’), waarbij patiënten op een 5-punts Likertschaal (0-4) aangeven in hoeverre ze de afgelopen week last hebben gehad van zulke ideeën en gevoelens. De scores op de subschaal worden gedeeld door het aantal items van die schaal, zodat de range op de PAR eveneens kan variëren tussen 0 en 4, waarbij hoge scores indicatief zijn voor paranoïde ideatie. Hoewel de PAR betrouwbaar en valide is bevonden (Derogatis & Melisaratos, 1983), is het vermogen om te onderscheiden tussen patiënten en de normale populatie enigszins beperkt, in vergelijking met andere subschalen van de BSI (de Beurs & Zitman, 2006).

Design en statistische analyses

De huidige studie is een randomized controlled trial (RCT) met een within- en een betweensubjects-design, dat bestaat uit twee behandelcondities. Statistische analyses werden uitgevoerd met SPSS 19, waarbij voor alle statistische tests een alfaniveau van .05 werd gehanteerd.

Met behulp van t-tests en χ 2-tests werd nagegaan of drop-outs en completers van elkaar verschilden. Completers zijn patiënten die alle zes sessies van hun zelfwaarderingsbehandeling, alsmede de voor- en nameting (M0 en M1), hebben afgerond. Aansluitend werden t-tests en χ 2-tests uitgevoerd om na te gaan of de randomisatie geslaagd was. Normaliteit van de verdelingen van de uitkomstdata werd gecontroleerd met Shapiro-Wilk-tests.

De analyses werden uitgevoerd op een intention-to-treat-basis, waarbij missing values werden geïmputeerd volgens de lastobservation-carried-forward-procedure (LOCF-procedure).

Om na te gaan of beide interventies ieder afzonderlijk invloed hadden op zowel zelfwaardering als paranoïde ideatie, werden voor EMDR rechtsom en voor COMET gepaarde t-toetsen uitgevoerd. Hierbij waren de voor- en nametingen (M0 en M1) op globale zelfwaardering, positieve zelfwaardering, negatieve zelfwaardering en paranoïde ideatie de te onderzoeken variabelen. Van significant gebleken verschillen werd vervolgens de grootte van het effect bepaald aan de hand van Cohen’s d voor ‘within’-berekeningen. Deze werd verkregen door M0 en M1 van elkaar af te trekken, vervolgens te delen door de gepoolde standaarddeviaties van beide gemiddelden en daarbij te corrigeren voor de correlatie tussen M0 en M1. De waarde van Cohen’s d werd geïnterpreteerd volgens de richtlijnen van Cohen (1988).

Om vast te kunnen stellen of een van beide interventies effectiever was in het verbeteren van de zelfwaardering en het reduceren van paranoïde ideatie werden vier afzonderlijke ANCOVA’s uitgevoerd. Bij drie daarvan was zelfwaardering op M1 de uitkomstmaat (globaal, positief en negatief) en bij de vierde paranoia op M1. Groep (EMDR of COMET) was daarbij telkens de onafhankelijke variabele. In al deze ANCOVA’s werden dezelfde variabelen zoals gemeten op M0 telkens als covariaat meegenomen. Indien significante verschillen werden gevonden, werd de partiële eta squared (ηp 2) gerapporteerd en geïnterpreteerd volgens de richtlijnen van Cohen (1988).

Ten slotte werden mediatieanalyses uitgevoerd om te bepalen of een eventueel effect op paranoïde ideatie werd gemedieerd door verbeteringen in de zelfwaardering. Daartoe werd eerst gekeken of verbeteringen in paranoia werden gemedieerd door verbeteringen in globale zelfwaardering. Daarna werd in een model de eventuele mediërende rol onderzocht van (veranderingen in) positieve en negatieve zelfwaardering in samenhang met elkaar. In beide mediatiemodellen werd gebruikgemaakt van de procedure die Baron en Kenny (1986) voorstelden. Die methode bestaat uit een aantal stappen, waarin zowel het directe effect van behandeling (tijd) op paranoia (stap 1) wordt geschat, als het indirecte (gemedieerde) effect via (de drie onderzochte aspecten van) zelfwaardering (stap 2 en 3). Bij het inschatten van de indirecte effecten werd gebruikgemaakt van Preacher en Hayes’ bootstrap-methode (Preacher & Hayes, 2008), met vijfduizend trekkingen en biascorrectie. Het statistische pakket dat voor deze berekeningen nodig is, is beschikbaar via internet (Hayes, 2015). Er is sprake van mediatie als het directe effect van de behandeling op paranoïde ideatie is gereduceerd tot een non-significant effect, wanneer wordt gecontroleerd voor verandering in zelfwaardering.

Resultaten

De flowchart in figuur 1 geeft het beloop van de studie aan. Van de 61 voor de SETA-studie aangemelde patiënten werden er negen van deelname geëxcludeerd door de hoofdonderzoeker. Van hen voldeden zeven niet aan de inclusiecriteria, terwijl twee te laat werden verwezen. Vijf patiënten zagen zelf af van deelname aan de studie en gaven geen informed consent. Verder voltooiden zes patiënten (drie in de EMDR-conditie en drie in de COMET-conditie) hun behandeling niet. Van deze zes vulden twee patiënten (één in EMDR en één in COMET) geen tussenmeting (M1) in. De eindscores van deze twee patiënten werden geschat volgens de LOCF-procedure. Zo werden uiteindelijk 47 patiënten in alle berekeningen betrokken. Op de relevante baseline metingen waren er geen verschillen tussen de drop-outs en de completers.

Figuur 1 Flowchart van de deelstudie

Uiteindelijk bestond de EMDR-groep uit 24 patiënten en de COMET-groep uit 23 patiënten. Er waren geen significante verschillen in leeftijd (35.5 jaar versus 38.1 jaar), geslacht (87.5% vrouwen versus 82.6%), nationaliteit (79.2% Nederlands versus 73.9%) en medicatiegebruik (66.7% versus 60.9%). Tussen de verschillende primaire angstdiagnosen die in beide groepen waren vastgesteld bestonden overall evenmin significante verschillen (PTSS: 41.7% versus 39.1%; sociale fobie: 25.0% versus 30.4%; dwangstoornis: 8.3% versus 4.3%; paniekstoornis met of zonder agorafobie: 12.5% versus 13.0%; gegeneraliseerde-angststoornis: 4.2% versus 13.0%; ongespecificeerde angststoornis: 4.2% versus 0.0%; van één patiënt in de EMDR-groep, wat neerkomt op 4.2%, was geen primaire angstdiagnose bekend). Meer dan de helft van de patiënten in beide groepen had naast hun primaire diagnose nog comorbide diagnosen.

Met betrekking tot de voor dit onderzoek relevante baselinemetingen (M0) werden geen significante verschillen vastgesteld op de drie maten voor zelfwaardering en paranoïde ideatie. Al deze maten waren bij de start van de behandeling normaal verdeeld.

Veranderingen in zelfwaardering binnen en tussen de groepen over de tijd

In tabel 1 worden per behandeling de uitkomsten gerapporteerd van de vier gepaarde t-toetsen die zijn uitgevoerd over het beloop van de scores tussen M0 en M1 op de drie dimensies van zelfwaardering en op paranoïde ideatie. Tijdens EMDR verbeterden globale en negatieve zelfwaardering, evenals paranoïde ideatie. Na correctie van de grenswaarde voor significantie vanwege meervoudig toetsen (Bonferroni-correctie) van 0.05 naar 0.013 valt het significante effect op negatieve zelfwaardering echter weg. Bij de overblijvende globale zelfwaardering gaat het om een middelgroot effect en bij paranoïde ideatie om een groot effect. Positieve zelfwaardering veranderde niet tijdens EMDR. Tijdens COMET veranderden naast paranoïde ideatie alle drie aspecten van zelfwaardering. Ook na correctie voor meervoudig toetsen blijven deze effecten bestaan. Bij globale zelfwaardering en negatieve zelfwaardering zijn deze effecten groot, bij paranoïde ideatie is het effect middelgroot tot groot.











Tabel 1 Gepaarde t-tests om de afzonderlijke (within) effecten te evalueren van EMDR en COMET op zelfwaardering en paranoïde ideatie


M0 M1


95% CI d
Variabele/groep N M SD M SD t df p LL UL within
Toelichting: EMDR = eye movement desensitization and reprocessing; COMET = competitive memory training
Globale zelfwaardering
EMDR 24 18.96 3.01 21.54 4.62 -3.17 23  .004 -4.27 -0.90 0.69
COMET 23 19.39 4.48 25.09 4.82 -6.17 22 < .001 -7.61 -3.78 1.29
Positieve zelfwaardering
EMDR 24 41.58 8.51 43.29 10.01 -1.19 23  .248 -4.69  1.27 0.25
COMET 23 39.35 10.49 45.13 9.69 -3.10 22  .005 -9.66 -1.91 0.65
Negatieve zelfwaardering
EMDR 24 51.88 8.99 48.33 9.34  2.09 23  .048  0.04  7.05 0.43
COMET 23 50.61 9.53 40.61 10.25  4.75 22 < .001  5.63  14.37 0.99
Paranoïde ideatie
EMDR 24 1.89 1.10 1.38 0.91  5.01 23 < .001  0.30  0.72 1.13
COMET 23 1.77 0.83 1.22 0.79  3.67 22  .001  0.24  0.86 0.77

Om eventuele verschillen te kunnen vaststellen tussen EMDR en COMET met betrekking tot het beïnvloeden van zelfwaardering en paranoia, werden voor ieder van de uitkomstvariabelen aparte ANCOVA’s uitgevoerd (zie tabel 2). Met betrekking tot de effecten op globale zelfwaardering (F(1,44) = 7.59, p = .009) en negatieve zelfwaardering (F(1,44) = 8.18, p = .006) bleek COMET effectiever dan EMDR rechtsom. Dit effect blijft bestaan ook na correctie voor meervoudig testen. Zowel op globale zelfwaardering (ηp 2 = .15) als op negatieve zelfwaardering (hp 2 = .16) waren deze verschillen in effect groot. Op de variabelen positieve zelfwaardering (F(1,44) = 2.31, p = .136) en paranoïde ideatie (F(1,44) = 0.26, p = .613) werden geen verschillen vastgesteld tussen de behandelcondities.








Tabel 2 ANCOVA’s om de effecten van EMDR en COMET op zelfwaardering en paranoïde ideatie te vergelijken

M0 M1


Variabele/groep N M SD M SD F(1.44) p ηp 2
Toelichting: EMDR = eye movement desensitization and reprocessing; COMET = competitive memory training
Globale zelfwaardering
EMDR 24 18.96 3.01 21.54 4.62 7.59 .009 .15
COMET 23 19.39 4.48 25.09 4.82
Positieve zelfwaardering
EMDR 24 41.58 8.51 43.29 10.01 2.31 .136 .05
COMET 23 39.35 10.49 45.13 9.69
Negatieve zelfwaardering
EMDR 24 51.88 8.99 48.33 9.34 8.18 .006 .16
COMET 23 50.61 9.53 40.61 10.25
Paranoïde ideatie
EMDR 24 1.82 1.10 1.38 0.91 0.26 .613 .01
COMET 23 1.77 0.83 1.22 0.79

Mediatie van de veranderingen in paranoïde ideatie

Er werden twee mediatieanalyses uitgevoerd om uit te zoeken of het effect van de behandelingen op paranoia wordt gemedieerd door verbeteringen van de zelfwaardering. Omdat de ANCOVA geen verschillen aantoonde tussen EMDR en COMET met betrekking tot het reduceren van paranoïde ideatie, zijn de mediatieanalyses uitgevoerd zonder daarin de behandelcondities als afzonderlijke variabelen te betrekken. Er is telkens uitsluitend gekeken naar de effecten van de behandeling, in dit geval dus EMDR rechtsom of COMET, op de PAR-scores en op de verschillende scores voor zelfwaardering.

Eerst werd nagegaan of het behandeleffect op paranoia (PAR: M0-M1) werd gemedieerd door de effecten op globale zelfwaardering (RSES: M0-M1; zie figuur 2). Het volledige model verklaart 17% van de variantie in paranoïde ideatie (F(2,91) = 9.65, p < .001). De aangepaste R 2 die op het model van toepassing is bedraagt .16. Stap 1 van het model laat een significant effect zien van de behandeling op paranoia (b = -0.53, p = .006). Stap 2 toont aan dat de behandeling in significante mate globale zelfwaardering beïnvloedt (b = 4.11, p < .001). Stap 3 demonstreert dat globale zelfwaardering significant gerelateerd is aan paranoïde ideatie, wanneer gecontroleerd wordt voor de invloed van de behandeling (b = -0.07, p = .002). Dit impliceert dat patiënten bij wie de globale zelfwaardering tijdens de behandeling toenam na afloop ervan lagere niveaus van paranoia rapporteerden. Door stap 2 en stap 3 te combineren kan een schatting worden gemaakt van het via globale zelfwaardering gemedieerde indirecte effect van de behandeling op paranoia. De gebootstrapte schatting van het indirecte effect (b = -0.27) is significant, omdat de waarde 0 niet binnen het 95%-betrouwbaarheidsinterval (-0.48 tot -0.12) valt. Tegelijk wordt het directe effect van de behandeling met 46.1% gereduceerd en is daarmee niet langer significant (b = -0.26, p = .20). Daarom kan worden gezegd dat verbetering van globale zelfwaardering het effect van de behandeling op paranoia in significante mate medieert.

Figuur 2 Mediatiemodel waarin globale zelfwaardering het effect van de behandeling op paranoïde ideatie medieert. De waarden reflecteren de p-waarden. De p-waarde behorende bij het effect van behandeling op paranoïde ideatie wanneer niet wordt gecontroleerd voor verandering in globale zelfwaardering staat tussen haakjes.

In de tweede plaats werd een mediatiemodel opgesteld waarin zowel veranderingen in positieve (SERS-Pos: M0-M1) als in negatieve zelfwaardering (SERS-Neg: M0-M1) in samenhang werden onderzocht op de mate waarin zij mogelijk de invloed van de behandeling op paranoïde ideatie mediëren (PAR: M0-M1; zie figuur 3). Het volledige model verklaart 35.7% van de variantie in paranoïde ideatie (F(3,90) = 15.93, p < .001). De aangepaste R 2 die op het model van toepassing is bedraagt .33. Opnieuw toont stap 1 in de analyse een significant direct effect aan van de behandeling op paranoïde ideatie (b = -0,53, p = .006). Stap 2 laat zien dat behandeling (EMDR rechtsom of COMET) een significant gunstige invloed heeft op negatieve zelfwaardering (b = -6.70, p = .001). Er is echter geen significant effect van de behandeling op positieve zelfwaardering (b = 3.70, p = .066). Deze neemt tijdens de behandeling niet verder toe. (NB: Dit gaat dus over het effect op positieve zelfwaardering van beide behandelingen tezamen. In tabel 1 kwam naar voren dat COMET op zichzelf wel positieve effecten had op positieve zelfwaardering.) Stap 3 maakt duidelijk dat vermindering van negatieve zelfwaardering significant samenhangt met een afname in paranoïde ideatie wanneer wordt gecontroleerd voor behandeling en positieve zelfwaardering (b = 0.05, p < .001). Dit betekent dat patiënten van wie de negatieve zelfwaardering tijdens de behandeling verminderde tevens minder paranoïde ideatie rapporteerden na afloop van de zelfbeeldbehandeling, ongeacht het niveau van hun positieve zelfwaardering. Omgekeerd is er echter geen significant effect van (verbetering van) positieve zelfwaardering op de afname van paranoia wanneer wordt gecontroleerd voor negatieve zelfwaardering en behandeling (b < 0.00, p = .911). De gebootstrapte schatting van het via negatieve zelfwaardering gemedieerde indirecte effect (b = -0.33) van de behandeling is significant, omdat de waarde 0 niet in het 95%-betrouwbaarheidsinterval valt (-0.62 tot -0.14). De gebootstrapte schatting daarentegen van het via positieve zelfwaardering gemedieerde indirecte effect (b < -0.00) is niet significant, omdat het 95%-betrouwbaarheidsinterval daar wel de waarde 0 bevat (-0.86 tot 0.10). Het directe effect van de behandeling op paranoia wordt met 38% gereduceerd en is niet langer significant (b = -0.20, p = .251). Daarom kan worden vastgesteld dat het behandeleffect op paranoïde ideatie in significante mate wordt gemedieerd door de afname van negatieve zelfwaardering, maar niet door de toename van positieve zelfwaardering.

Figuur 3 Mediatiemodel met positieve en negatieve zelfwaardering als mediatoren van het effect van de behandeling op paranoïde ideatie. De waarden reflecteren de p-waarden. De p-waarde behorende bij het effect van de behandeling op paranoïde ideatie wanneer niet wordt gecontroleerd voor veranderingen in positieve en negatieve zelfwaardering staat tussen haakjes.

Discussie

In de huidige studie werd onderzocht in hoeverre EMDR rechtsom en COMET in staat waren om zelfwaardering en paranoïde ideatie te beïnvloeden bij patiënten met een angststoornis en een lage zelfwaardering. Op zichzelf genomen bleek EMDR rechtsom globale zelfwaardering te verhogen en paranoia te verlagen. Het aanvankelijk vastgestelde effect op negatieve zelfwaardering verdween na correctie voor meervoudig toetsen. COMET bleek op alle vier onderzochte variabelen (globale, positieve en negatieve zelfwaardering, en paranoïde ideatie) een significant gunstige invloed te hebben, ook na correctie voor meervoudig toetsen.

In een directe vergelijking bleek COMET effectiever dan EMDR in het verbeteren van globale zelfwaardering en negatieve zelfwaardering. In beide gevallen ging het om grote verschillen. Er werden geen significante verschillen gevonden tussen beide interventies in het verbeteren van positieve zelfwaardering en paranoïde ideatie.

Ten slotte werd in twee mediatieanalyses nagegaan in hoeverre de verbeteringen in paranoia die tijdens de behandeling optraden, werden gemedieerd door verbeteringen in zelfwaardering. Omdat beide behandelingen even effectief waren in het verminderen van paranoia, is alleen nagegaan in hoeverre het effect van een effectieve ‘zelfwaarderingsinterventie’ (ongeacht of dat in dit geval nu EMDR rechtsom dan wel COMET was) op paranoia werd gemedieerd door verbetering van de zelfwaardering. Uit deze analyses kwam naar voren dat reducties in paranoia inderdaad in significante mate werden gemedieerd door verbeteringen in globale zelfwaardering en negatieve zelfwaardering. Daarbij leek verbetering van negatieve zelfwaardering samen te gaan met nog sterkere reducties in paranoia dan een verbeterde globale zelfwaardering. Verhoging van positieve zelfwaardering speelde geen relevante rol met betrekking tot het reduceren van paranoïde ideatie.

Hoewel nog niet vaststaat hoe (versterking van de) zelfwaardering en (vermindering van de) achterdocht met elkaar samenhangen, lijkt het plausibel dat een verhoogde zelfwaardering de weerbaarheid tegen ervaren bedreiging en gevaar verhoogt, en daarmee bijdraagt aan een verlaging van achterdocht en waakzaamheid (zie ook: Atherton et al., 2016; Freeman et al., 2014).

Het huidige onderzoek ondersteunt de gedachte dat effectieve, op verbetering van zelfwaardering gerichte interventies niet alleen deze zelfwaardering kunnen verbeteren, maar dat zij daardoor ook paranoia kunnen reduceren. In dat laatste opzicht bleken EMDR rechtsom en COMET hierin even succesvol te zijn.

Bij deze conclusies moeten allereerst enkele kanttekeningen en voorbehouden worden gemaakt. De belangrijkste is dat het huidige onderzoek een deelstudie was van een omvattender onderzoek, dat primair op het beantwoorden van een geheel andere vraagstelling was gericht. In de overkoepelende SETA-studie gaat het immers om de vraag in hoeverre EMDR rechtsom dan wel COMET, dan wel een combinatie van beide het beste in staat is om de lage zelfwaardering van angstpatiënten te verbeteren en in het verlengde hiervan de ernst van de angstklachten te reduceren. Deze opzet heeft twee consequenties voor de interpretatie van de hierboven gepresenteerde resultaten. In de eerste plaats moet bij de conclusie dat COMET effectiever lijkt in het verbeteren van zelfwaardering dan EMDR rechtsom worden bedacht dat in dit deelonderzoek het effect van de combinatie van beide interventies niet kon worden meegenomen en dat zowel patiënten als therapeuten wisten dat er na de eerste behandelfase (waar dit deelonderzoek over gaat) nog een tweede behandelfase zou komen waarin verder zou worden gewerkt aan het verbeteren van de zelfwaardering. Hoewel zowel zes zittingen COMET als zes sessies EMDR rechtsom als volwaardige zelfbeeldinterventies kunnen worden beschouwd, was de behandeling vanuit het standpunt van patiënten en therapeuten pas halverwege toen M1 (voor de huidige studie de ‘eindmeting’) werd afgenomen. Het kan niet worden uitgesloten dat de resultaten van beide interventies zoals die in deze deelstudie naar voren kwamen anders zouden zijn geweest wanneer iedereen zich had gerealiseerd dat de behandeling na deze eerste zes sessies zou zijn afgelopen.

Daarnaast is om de mate van paranoia vast te stellen gebruikgemaakt van een subschaal van de BSI (de PAR) die om geheel andere redenen in de SETA-studie was opgenomen, namelijk om een inschatting te maken van de algemene psychopathologie van de patiënten zowel vóór als na de interventies. Het gebruik van een ander, specifieker op paranoia gericht meetinstrument, zoals de Green Paranoid Thought Scales (Green et al., 2008), had wellicht andere resultaten opgeleverd.

Bovendien —en dit is niet het onbelangrijkste voorbehoud— ging het in dit onderzoek niet om patiënten die in behandeling waren vanwege paranoïdie. Deelnemende patiënten waren angstpatiënten die tevens een vragenlijst hadden ingevuld die iets zegt over achterdocht en wantrouwen. De huidige bevindingen kunnen dan ook niet zonder meer worden gegeneraliseerd naar een cohort paranoïde patiënten, zoals bijvoorbeeld Freeman heeft onderzocht (Freeman et al., 2014).

Aansluitend moeten enkele kanttekeningen worden geplaatst die betrekkelijk losstaan van de inbedding in SETA. Zo bestaat er een ‘zelfwaarderingsprotocol’ dat anders is dan EMDR rechtsom en ook anders dan COMET. Dit protocol is effectief gebleken bij psychotische patiënten in het verbeteren van de zelfwaardering, maar naar het specifieke effect ervan op paranoïdie werd nog niet gekeken (Hall & Tarrier, 2003). Hoewel ook COMET (van der Gaag, van Oosterhout, Daalman, Sommer, & Korrelboom, 2012) en EMDR (van den Berg et al., 2015) kunnen worden toegepast bij psychotische patiënten, zal ook het Tarrier-protocol (Tarrier, 2001) moeten worden betrokken in een omvattender, specifiek op paranoïde patiënten gericht onderzoek naar de mogelijke effecten van verhoging van zelfwaardering op het reduceren van achterdocht. Ten slotte moet worden bedacht dat in het huidige onderzoek geen langetermijneffecten zijn gemeten.

Al deze bedenkingen en nuanceringen nemen echter niet weg dat het een belangrijke bevinding lijkt te zijn dat paranoïde ideatie wellicht vrij fors kan worden gereduceerd door de zelfwaardering van achterdochtige patiënten met behulp van specifieke interventies te versterken. Aanwijzingen dat deze mogelijkheid inderdaad bestaat zijn tot nu toe betrekkelijk schaars. De effecten die Freeman vond van zijn zelfwaarderingsinterventie waren bescheiden van aard en bovendien van korte duur (Freeman et al., 2014). Diverse auteurs pleiten er niettemin voor om een inschatting van, en zo nodig interventies ten aanzien van, zelfwaardering op te nemen als vast onderdeel van de behandeling van psychotische patiënten of van patiënten die een verhoogd risico lopen om psychotisch te worden (Taylor et al., 2013). Wellicht zijn de in het huidige onderzoek toegepaste interventies beter geschikt om deel uit te maken van een op reductie van paranoia gerichte aanpak dan de interventie waarvan Freeman gebruikmaakte. Met name COMET heeft inmiddels zijn waarde als zelfbeeldinterventie onderstreept. Voor EMDR rechtsom geldt dat vooralsnog minder. Daar staat echter tegenover dat EMDR in het huidige onderzoek goede effecten laat zien op paranoïde ideatie. Verder onderzoek zal zich vooral moeten richten op het verbeteren van de negatieve zelfwaardering en de globale zelfwaardering.

Referenties

American Psychiatric Association (APA). (1994). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (4th ed.) (DSM-IV). Washington, DC: Author.

American Psychiatric Association (APA). (2013). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (5th ed.) (DSM-5). Washington, DC: author.

Atherton, S., Antley, A., Evans, N., Cernis, E., Lister, R., Dunn, G., … Freeman, D. (2016). Self-confidence and paranoia: An experimental study using an immersive virtual reality social situation. Behavioural and Cognitive Psychotherapy, 44, 56-64.

Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51, 1173-1182.

Barrowclaugh, C., Tarrier, N., Humphreys, L., Ward, J., Gregg, L., & Andrews, B. (2003). Self-esteem in schizophrenia: Relationships between self-evaluation, family attitudes, and symptomatology. Journal of Abnormal Psychology, 112, 92-99.

Bentall, R. P., Rouse, G., Kinderman, P., Blackwood, N., Howard, R., Moore, R., & Corcoran, R. (2008). Paranoid delusions in schizophrenia spectrum disorders and depression. The Journal of Nervous and Mental Disease, 196, 375-383.

Chen, L., Zhang, G., Hu, M., & Liang, X. (2015). Eye movement desensitization and reprocessing versus cognitive-behavioral therapy for adult posttraumatic stress disorder: Systematic review and meta-analysis. The Journal of Nervous and Mental Disease, 203, 443-451.

Cohen, J. W. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.

de Beurs, E. D., & Zitman, F. (2006). De Brief Symptom Inventory (BSI): De betrouwbaarheid en validiteit van een handzaam alternatief voor de SCL-90. Maandblad voor de Geestelijke Volksgezondheid, 61, 120-141.

de Jongh, A., & ten Broeke, E. (2012). Handboek EMDR: Een geprotocolleerde behandelmethode voor de gevolgen van psychotrauma. Amsterdam: Pearson.

de Jongh, A., ten Broeke, E., & Meijer, S. (2010). Two method approach: A case conceptualization model in the context of EMDR. Journal of EMDR Practice and Research, 4, 12-21.

Derogatis, L. R. (1975). Brief Symptom Inventory. Baltimore, MD: Clinical Psychometric Research.

Derogatis, L. R., & Melisaratos, N. (1983). The Brief Symptom Inventory: An introductory report. Psychological Medicine, 13, 595-605.

Fisher, H. L., Appiah-Kusi, E., & Grant, C. (2012). Anxiety and negative self-schemas mediate the association between childhood maltreatment and paranoia. Psychiatry Research, 196, 323-324.

Fowler, D., Hodgekins, J., Garety, P., Freeman, D., Kuipers, E., Dunn, G., & Bebbington, P. E. (2011). Negative cognition, depressed mood, and paranoia: A longitudinal pathway analysis using structural equation modeling. Schizophrenia Bulletin, 38, 1063-1073.

Franck, E., de Raedt, E., Barbez, C., & Rosseel, Y. (2008). Psychometric properties of the Dutch Rosenberg Self-Esteem Scale. Psychologica Belgica, 48, 25-35.

Freeman, D. (2007). Suspicious minds: The psychology of persecutory delusions. Clinical Psychology Review, 27, 425-457.

Freeman, D., Dunn, G., Fowler, D., Bebbington, P., Kuipers, E., Emsley, R., & Garety, P. (2013). Current paranoid thinking in patients with delusions: The presence of cognitive-affective biases. Schizophrenia Bulletin, 39, 1281-1287.

Freeman, D., McManus, S., Brugha, T., Meltzer, H., Jenkins, R., & Bebbington, P. (2011). Concomitants of paranoia in the general population. Psychological Medicine, 41, 923-936.

Freeman, D., Pugh, K., Dunn, G., Evans, N., Sheaves, B., Waite, F., … Fowler, D. (2014). An early phase II randomized controlled trial testing the effect on persecutory delusions of using CBT to reduce negative cognitions about the self: The potential benefits of enhancing self-confidence. Schizophrenia Research, 160, 186-192.

Green, C. E. L., Freeman, D., Kuipers, E., Bebbington, P., Fowler, D., Dunn, G., & Garety, P. A. (2008). Measuring ideas of persecution and social reference: The Green et al. Paranoid Thought Scales (GPTS). Psychological Medicine, 38, 101-111.

Hall, P. L., & Tarrier, N. (2003). The cognitive-behavioural treatment of low self-esteem in psychotic patients: A pilot study. Behaviour Research and Therapy, 41, 317-332.

Hayes, A. F. (2015). My macros and code for SPSS and SAS. Retrieved from www.afhayes.com/spss-sas-and-mplus-macros-and-code.html

Julian, L. J. (2011). Measures of anxiety: State-Trait Anxiety Inventory (STAI), Beck Anxiety Inventory (BAI), and Hospital Anxiety and Depression Scale-Anxiety (HADS-A). Arthritis Care & Research, 63(Suppl 11), S467-S472.

Kesting, M. L., & Lincoln, T. M. (2013). The relevance of self-esteem and self-schemas to persecutory delusions: A systematic review. Comprehensive Psychiatry, 54, 766-789.

Korrelboom, K. (2011). COMET voor negatief zelfbeeld. Houten: Bohn Stafleu van Loghum.

Korrelboom, K. (2014). Zelfbeeld. In B. van Heycop ten Ham, M. Hulsbergen, & E. Bohlmeijer (Red.), Transdiagnostische factoren: Theorie en praktijk. Amsterdam: Boom.

Korrelboom, K., Maarsingh, M., & Huijbrechts, I. (2012). Competitive Memory Training (COMET) for treating low-self-esteem in patients with depressive disorders: A randomized clinical trial. Depression and Anxiety, 29, 102-110.

Korrelboom, C. W., van Weele, K., Gjaltema, M., & Hoogstraten, C. (2009). Competitive Memory Training (COMET) for treating low self-esteem: A pilot study in a routine clinical setting. The Behavior Therapist, 32, 3-9.

Lecomte, T., Corbière, M., & Laisné, F. (2006). Investigating self-esteem in individuals with schizophrenia: Relevance of the Self-Esteem Rating Scale-Short Form. Psychiatry Research, 143, 99-108.

Lincoln, T. M., Mehl, S., Ziegler, M., Kesting, M. L., Exner, C., & Rief, W. (2010). Is fear of others linked to an uncertain sense of self? The relevance of self-worth, interpersonal self-concepts, and dysfunctional beliefs to paranoia. Behavior Therapy, 41, 187-197.

Lobbestael, J., Leurgans, M., & Arntz, A. (2011). Inter-rater reliability of the Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I Disorders (SCID I) and Axis II Disorders (SCID II). Clinical Psychology and Psychotherapy, 18, 75-79.

Preacher, K. J., & Hayes, A. F. (2008). Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models. Behavior Research Methods, 40, 879-891.

Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton, NY: Princeton University Press.

Schmitt, D. P., & Allik, J. (2005). Simultaneous administration of the Rosenberg Self-Esteem Scale in 53 nations: Exploring the universal and culture-specific features of global self-esteem. Journal of Personality and Social Psychology, 89, 623-642.

Staring, A. B. P., van den Berg, D., Cath, D., Schoorl, M., Engelhard, I., & Korrelboom, K. (2016). Self-esteem treatment in anxiety: Eye movement desensitization and reprocessing (EMDR) versus Competitive Memory Training (COMET) in a randomized controlled crossover trial. Behaviour Research and Therapy, 82, 11-20.

Tarrier, N. (2001). The use of coping strategies and self-regulation in the treatment of psychosis. In A. Morrison (Ed.), Casebook of cognitive therapy for psychosis. Londen: Routledge.

Taylor, H. E., Stewart, S. L. K., Dunn, G., Parker, S., Fowler, D., & Morrison, A. P. (2013). Core schemas across the continuum of psychosis: A comparison of clinical and non-clinical groups. Behavioural and Cognitive Psychotherapy, 42, 718-730.

ten Broeke, E., & de Jongh, A. (2014). EMDR standaardprotocol. www.emdr.nl

ten Broeke, E., de Jongh, A., & Hornsveld, H. (2014). Werkwijze voor het veranderen van (kern)opvattingen met EMDR (‘rechtsom’). www.emdr.nl

Tiernan, B., Tracey, R., & Shannon, C. (2014). Paranoia and self-concepts in psychosis: A systematic review of the literature. Psychiatry Research, 216, 303-313.

Valiente, C., Cantero, D., Sánchez, Á., Provencio, M., & Wickham, S. (2014). Self-esteem and evaluative beliefs in paranoia. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 45, 297-302.

Valiente, C., Cantero, D., Vázquez, C., Sanchez, Á., Provencio, M., & Espinosa, R. (2011). Implicit and explicit self-esteem discrepancies in paranoia and depression. Journal of Abnormal Psychology, 120, 691-699.

van den Berg, D. P. G., de Bont, P. A. J. M., van der Vleugel, B. M., de Roos, C., de Jongh, A., van Minnen, A., & van der Gaag, M. (2015). Prolonged exposure vs eye movement desensitization and reprocessing vs waiting list for posttraumatic stress disorder in patients with a psychotic disorder: A randomized clinical trial. JAMA Psychiatry, 72, 259-267.

van der Gaag, M., & Korrelboom, K. (submitted). Transdiagnostic effects of Competitive Memory Training (COMET) on depression and self-esteem: Meta-analysis and mediation analysis.

van der Gaag, M., van Oosterhout, B., Daalman, K., Sommer, I. E., & Korrelboom, C. W. (2012). Initial evaluation of the effects of competitive memory training (COMET) on depression in schizophrenia-spectrum patients with persistent auditory verbal hallucinations: A randomized controlled trial. British Journal of Clinical Psychology, 51, 158-171.

van der Ploeg, H. M. (1982). De Zelf-Beoordelings Vragenlijst (STAI-DY): De ontwikkeling en validatie van een Nederlandstalige vragenlijst voor het meten van angst. Tijdschrift voor Psychiatrie, 24, 576-588.

van der Ploeg, H. M., Delfares, P. B., & Spielberger, C. D. (1980). Handleiding bij de Zelf-Beoordelings Vragenlijst (ZBV). Lisse: Swets & Zeitlinger.

van Vliet, I. M., & de Beurs, E. (2007). Het Mini Internationaal Neuropsychiatrisch Interview (MINI): Een kort gestructureerd diagnostisch psychiatrisch interview voor DSM-IV- en ICD-10-stoornissen. Tijdschrift voor Psychiatrie, 49, 393-397.

Warman, D. M., & Lysaker, P. H. (2011). Delusional ideation and self-esteem in individuals with psychotic disorders. Journal of Nervous and Mental Disease, 199, 58-61.