Expliciete en impliciete zelfwaardering bij patiënten met posttraumatische-stressstoornis (PTSS) (37-4-5)

Zelfwaardering betreft de positieve of negatieve houding die mensen ten opzichte van
zichzelf als persoon hebben (onder andere Rosenberg, Schooler, Schoenbach, & Rosenberg,
1995). Waar een hoge zelfwaardering zich kenmerkt door positieve zelfevaluaties, wordt een
lage zelfwaardering gekenmerkt door een gebrek aan zelfrespect en gevoelens van
waardeloosheid. Veelvuldig onderzoek naar zelfwaardering en psychopathologie wijst erop dat
een lage zelfwaardering vaak samenhangt met de aanwezigheid van psychische klachten (zie
Zeigler-Hill, 2011).

Cognitieve theorieën over posttraumatische-stressstoornis (PTSS) suggereren dat na het
meemaken van een traumatische gebeurtenis, zoals fysiek of seksueel geweld, de
zelfwaardering kan dalen doordat iemand negatieve conclusies over zichzelf als persoon trekt
(Ehlers & Clark, 2000). Een lage zelfwaardering kan een bijdrage leveren aan het
ontstaan en voortbestaan van PTSS (Adams & Boscarino, 2006; Dunmore, Clark, &
Ehlers, 1999, 2001). De negatieve conclusies die iemand over zichzelf trekt, kunnen namelijk
leiden tot negatieve emoties zoals angst en somberheid. Tevens kunnen ze disfunctionele
copingstrategieën zoals vermijdingsgedrag teweegbrengen, die een PTSS vervolgens weer in
stand kunnen houden (Ehlers & Clark, 2000). Correlationeel onderzoek onder slachtoffers
van interpersoonlijk geweld laat bijvoorbeeld een negatief verband zien tussen de mate van
zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten (Levendosky et al., 2004; Muller & Lemieux,
2000; Reich et al., 2015).

Zelfwaardering zoals bestudeerd in de hierboven beschreven onderzoeken, wordt ook wel
expliciete zelfwaardering genoemd. Het betreft dan zelfevaluaties die het gevolg zijn van
een bewust afwegings- en beredeneerproces, en die sturen vooral bewust, gecontroleerd gedrag
aan. We kunnen zelfwaardering echter ook op impliciet niveau bestuderen. Impliciete
zelfwaardering bestaat uit onbewuste, automatische evaluaties die mensen over zichzelf
hebben. Deze evaluaties ontstaan doordat automatische associaties in het geheugen
geactiveerd worden als reactie op een stimulus. De associaties roepen vervolgens
automatische, affectieve reacties op (zie onder andere Gawronsky & Bodenhausen, 2006;
Greenwald & Banaji, 1995). Dit zien we bijvoorbeeld in de casus van Laura, waarbij
negatieve gevoelens en een ontwijkende reactie als het ware automatisch geactiveerd worden
wanneer zij kritiek krijgt van een ander.

Een belangrijk uitgangspunt van het hier beschreven onderzoek is dat de expliciete en
impliciete processen elk een andere invloed op het gedrag van een individu kunnen hebben.
Het toevoegen van impliciete maten aan onderzoek naar psychopathologie kan derhalve een
meerwaarde bieden bovenop het enkel bestuderen van expliciete processen. Het zou namelijk
inzicht kunnen geven in processen die niet expliciet door patiënten verwoord kunnen worden,
maar die wel een rol spelen bij het voortbestaan van psychische klachten. Dit inzicht zou
vervolgens weer tot nieuwe interventies binnen de klinische praktijk kunnen leiden.

Onze studie richt zich, naast expliciete zelfwaardering, op impliciete zelfwaardering
bij patiënten met PTSS. Er worden automatische associaties onderzocht tussen ‘ik versus
ander’ en ‘positief versus negatief’. Er is slechts één onderzoek op het terrein van PTSS
en/of trauma bekend waarbij deze impliciete zelfwaardering werd onderzocht (Roth, Steffens,
Morina, & Stangier, 2012). Roth en collega’s (2012) onderzochten 58 personen die een
traumatische gebeurtenis hadden meegemaakt. Ze vonden dat de personen met PTSS een lagere
impliciete zelfwaardering na het meemaken van het trauma hadden dan de mensen zonder PTSS.
Er werd hierbij echter niet gekeken naar een samenhang tussen deze impliciete zelfwaardering
en de ernst van de aanwezige PTSS-klachten. Er zijn andere studies bekend waarbij aan
impliciete zelfwaardering gerelateerde vormen van automatische zelfassociaties onderzocht
werden. De categorie ‘ik versus ander’ werd gehanteerd, maar in plaats van ‘positief versus
negatief’ werden er termen gekozen zoals ‘kwetsbaar versus niet kwetsbaar’. Van Harmelen en
collega’s (2010) onderzochten zulke automatische zelfassociaties bij een groep van 2837
personen met en zonder angst- of depressieve stoornissen. Zij vonden dat het meemaken van
een trauma, in dit geval kindermishandeling, geassocieerd is met sterkere negatieve
automatische zelfassociaties. Hoewel trauma in de kindertijd wel vaak samenhangt met het
ontwikkelen van PTSS, werd in dit onderzoek niet gekeken naar een samenhang met eventuele
PTSS-klachten. Engelhard, Huijding, van den Hout en de Jong (2007) keken wel naar de
aanwezigheid van PTSS-klachten. Zij vonden in een prospectief onderzoek bij militairen (N =
105) dat automatische zelfassociaties betreffende de eigen kwetsbaarheid samenhingen met de
ernst van PTSS-klachten. Dit wil zeggen, de militairen die na hun uitzending sterkere
associaties hadden tussen zichzelf en kwetsbaarheid (bijvoorbeeld ‘kwetsbaar’ of ‘zwak’),
hadden meer PTSS-klachten. In dit onderzoek werden echter geen aanwijzingen gevonden dat
negatieve automatische zelfassociaties voorafgaand aan de uitzending
PTSS-klachten na terugkeer voorspelden. Dit geeft aan dat negatieve automatische
zelfassociaties mogelijk eerder een gevolg dan een oorzaak van PTSS zijn. Een zelfde
samenhang tussen negatieve automatische zelfassociaties en PTSS-klachten werd gevonden in
een grote online studie (N > 345) van Lindgren, Kaysen, Werntz, Gasser en Teachman (2013)
in een algemene populatie. Zij vonden ook nog dat deze relatie bleef bestaan wanneer er
gecontroleerd werd voor expliciete zelfevaluaties.

Gezamenlijk suggereren deze studies dat negatieve automatische zelfassociaties
samenhangen met de aanwezigheid en ernst van PTSS-klachten. Deze samenhang is echter nog
niet in een klinische populatie bestaande uit PTSS-patiënten onderzocht. Roth en collega’s
(2012) bestudeerden een deels klinische populatie. Zij onderzochten echter niet de samenhang
van negatieve automatische zelfassociaties met PTSS-klachten, maar de verschillen in deze
negatieve automatische zelfassociaties tussen groepen mensen met en zonder PTSS. Wij zijn er
in dit onderzoek in geïnteresseerd of de relatie tussen negatieve automatische
zelfassociaties en de ernst van PTSS-klachten terug te vinden is in een klinische populatie,
waarbij we ons richten op het construct zelfwaardering. We verwachten hierbij (1) een
negatieve relatie tussen expliciete zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten, (2) een
negatieve relatie tussen impliciete zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten en (3) dat
de eventuele relatie tussen impliciete zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten uniek
is, dat wil zeggen, dat deze relatie blijft bestaan als er gecontroleerd wordt voor
expliciete zelfwaardering.

Methode

Deelnemers

De data van dit onderzoek zijn afkomstig uit de baselinemeting van een interventiestudie
naar de effecten van cognitieve bias modificatie bij PTSS (ChIP-studie; Changing
Interpretations in PTSD). Deelnemers werden geworven bij Pro Persona, een instelling voor
gespecialiseerde en generalistische geestelijke gezondheidszorg. Patiënten namen deel aan
het onderzoek tijdens hun reguliere behandeling of in de wachtlijstperiode. Hun deelname had
geen invloed op het beloop van hun reguliere behandeling. Alle deelnemers hebben, na
geïnformeerd te zijn over de inhoud van de studie, schriftelijke toestemming voor deelname
gegeven. De ChIP-studie is getoetst en goedgekeurd door de Commissie Mensgebonden Onderzoek,
regio Arnhem-Nijmegen (NL nr.: 45594.091.13).

De inclusiecriteria waren: (1) voldoen aan de DSM-IV-criteria van PTSS, vastgesteld met
het Mini International Neuropsychiatric Interview (MINI; Sheehan et al., 1998), (2) een
ernstscore hoger dan 20 op een zelfrapportage-instrument voor PTSS-klachten, de
Posttraumatic Stress Symptom Scale, Self Report (PSS-SR; Foa, Riggs, Dancu, & Rothbaum,
1993), en (3) het meegemaakt hebben van een interpersoonlijk trauma, bijvoorbeeld seksueel
geweld of mishandeling. De belangrijkste exclusiecriteria waren: (1) psychotische en/of
waanstoornissen (huidige of in het verleden), (2) zwakbegaafdheid, (3) een beperkte
beheersing van de Nederlandse taal, (4) recent tentamen suïcide (minder dan drie maanden
geleden) of suïcideplannen in de afgelopen maand, en (5) middelenmisbruik in de periode
rondom de onderzoeksmeting.

In totaal hebben 71 deelnemers meegedaan aan dit onderzoek, waarvan 57 vrouwen. De
gemiddelde leeftijd van de deelnemers was 38.7 jaar (SD = 11.1, range 20-60 jaar). Er was
bij alle deelnemers sprake van interpersoonlijk trauma, waaronder seksueel geweld (79%),
niet-seksueel fysiek geweld (13%) en/of overig (8%). Bij 94% van de deelnemers was er sprake
van traumatisering zowel in de kindertijd (jonger dan 16 jaar) als in de volwassenheid (16
jaar en ouder) en bij 6% was er enkel sprake van traumatisering in de
volwassenheid.

Meetinstrumenten

Vragenlijsten

De ernst van de aanwezige PTSS-klachten werd vastgesteld met de PSS-SR (Foa et al.,
1993). Deze vragenlijst meet middels zelfrapportage de ernst van PTSS-klachten in de
afgelopen week. De vragenlijst bestaat uit zeventien items die elk corresponderen met één
van de DSM-IV-TR-criteria voor PTSS. De antwoorden worden op een vierpunts likertschaal
gegeven. De scorerange is 0-51, waarbij hogere scores corresponderen met ernstigere
klachten. De interne consistentie van deze vragenlijst is hoog (Cronbachs alfa .91) en de
test-hertestbetrouwbaarheid is redelijk tot goed (.74) (Foa et al., 1993). De Nederlandse
versie laat ook een goede interne consistentie zien (Mol et al., 2005).

Expliciete zelfwaardering werd gemeten met de Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES;
Rosenberg, 1965). De RSES meet globale zelfwaardering op basis van zelfrapportage. De
vragenlijst bestaat uit tien items waarbij de antwoorden op een vierpunts likertschaal
gegeven moeten worden. De scorerange is 0-30, waarbij vijf van de tien items omgekeerd
gescoord dienen te worden. Hogere scores corresponderen met een hogere zelfwaardering. De
interne consistentie van de Nederlandse RSES blijkt hoog te zijn in zowel een niet-klinische
steekproef (Cronbachs alfa .86) (Franck, De Raedt, Barbez, & Rosseel, 2008) als een
poliklinische psychiatrische steekproef (Cronbachs alfa .89) (Everaert, Koster, Schacht,
& De Raedt, 2010).

Impliciete Associatie Test

Impliciete zelfwaardering werd gemeten met de Impliciete Associatie Test (IAT;
Greenwald, McGhee, & Schwartz, 1998). De IAT is een gecomputeriseerde reactietijdtaak
waarbij de relatieve sterktes van automatische associaties tussen target- en
attributiecategorieën gemeten worden.

De in deze studie gebruikte IAT is gebaseerd op een IAT die ontwikkeld werd door de Jong
en collega’s (2012) en die door hen reeds gebruikt is in onderzoek naar impliciete
zelfwaardering (de Jong, Sportel, de Hullu, & Nauta, 2012). De IAT in onze studie
bestond uit de targetcategorieën ‘ik’ versus ‘ander’ en de attributiecategorieën ‘positief’
versus ‘negatief’. Elke categorie bestond uit zes woorden, namelijk: ‘ik’ (naam deelnemer,
ik, me, mij, mezelf, eigen), ‘ander’ (naam (Lieke, Maarten, Nienke of Roy; de deelnemer werd
gevraagd of hij iemand kende met een van deze namen; gekozen werd de naam waarvan de
deelnemer niemand kende, of het minst goed), ander, ze, zij, zijzelf, hun), ‘positief’
(aardig, slim, fijn, goed, leuk, waardevol) en ‘negatief’ (onaardig, dom, naar, slecht,
stom, waardeloos). De oorspronkelijke taak van de Jong en collega’s bevatte vijf woorden per
categorie. Wij hebben aan elke categorie één woord toegevoegd om deze IAT beter te kunnen
vergelijken met een andere taak binnen de ChIP-studie. We gaan ervan uit dat deze extra
woorden geen gevolgen hebben voor de betrouwbaarheid van onze IAT, aangezien de algemene
categorienamen (ik, ander, positief, negatief) onveranderd zijn gebleven. Vooral deze
algemene categorienamen, en niet de losse woorden binnen elke categorie, blijken van belang
voor de uiteindelijke score op de IAT (De Houwer, 2001).

Gedurende de taak zagen deelnemers telkens, één voor één, een woord uit de genoemde
categorieën (een ‘positief’ of ‘negatief’ woord, of een ‘ik’- of ‘ander’-woord) in het
midden van het scherm verschijnen. De bedoeling was deze woorden zo snel mogelijk in de
juiste categorie te plaatsen middels het gebruik van twee toetsen (de A en de L op het
toetsenbord). De categorieën waarin de woorden geplaatst moesten worden bleven zichtbaar
tijdens het uitvoeren van de taak, namelijk links- en rechtsboven in het scherm.

Deelnemers kregen eerst twee oefenblokken (blok 1 en 2). Vervolgens werd hun in het
eerste testblok (blok 3) gevraagd alle woorden uit de categorieën ‘ik’ en ‘positief’ met
dezelfde toets te categoriseren en die uit de categorieën ‘ander’ en ‘negatief’ met de
andere toets. Dit is het zogenaamde compatibele blok. Daarna volgde weer een oefenblok (blok
4). In blok 5, het incompatibele blok, werd deelnemers vervolgens gevraagd alle woorden uit
de categorieën ‘ik’ en ‘negatief’ met dezelfde toets te categoriseren en de woorden uit de
categorieën ‘ander’ en ‘positief’ met de andere toets. Verondersteld wordt dat reacties
sneller zijn wanneer de woorden die met dezelfde toets gecategoriseerd moeten worden sterker
met elkaar geassocieerd zijn. Voor personen met een hogere impliciete zelfwaardering zou dit
betekenen dat ze woorden uit de categorieën ‘ik’ en ‘positief’ makkelijker met dezelfde
toets kunnen categoriseren dan woorden uit de categorieën ‘ik’ en ‘negatief’. Vandaar dat
blok 3 het ‘compatibele blok’ wordt genoemd en blok 5 het ‘incompatibele blok’.

Wanneer er een incorrecte respons gegeven werd, verscheen er een rood kruis in het
midden. Vervolgens werd na 1000 milliseconden verdergegaan met het volgende woord. Wanneer
na 5000 milliseconden geen respons gegeven was, verscheen ditzelfde rode kruis en werd er
ook doorgegaan naar het volgende woord. De indeling in blokken is weergegeven in tabel
1.

De mate van impliciete zelfwaardering werd vervolgens berekend door de mediaan van de
reactietijden van het compatibele blok (blok 3) af te trekken van de mediaan van de
reactietijden van het incompatibele blok (blok 5). Hoe hoger de score, des te hoger de
impliciete zelfwaardering. Bij het gebruik van deze methode is geen correctie nodig in het
geval van extreem trage of snelle reactietijden. Eventuele uitschieters in de data hebben
namelijk nauwelijks tot geen invloed op de uitkomst van een mediaananalyse (Field, 2013).
Incorrecte responsen werden niet meegenomen in de analyses.

Resultaten

In tabel 2 zijn de gemiddelden en standaarddeviaties te zien van de vragenlijsten en de
IAT. Histogrammen lieten normale verdelingen zien van de scores op de RSES en de PSS-SR,
echter er was sprake van een rechtsscheve en gepiekte verdeling van de IAT-scores. Vanwege
deze overschrijding van de assumptie van normaliteit die met transformatie niet voldoende te
corrigeren bleek, werden non-parametrische correlatiecoëfficiënten berekend tussen alle
variabelen. Aangezien eventuele outliers geen effect op deze toetsen hebben,
konden alle data gebruikt worden.

De correlaties tussen de verschillende variabelen worden weergegeven in tabel 3. Er
bleek sprake van een significante negatieve zwakke tot matige correlatie tussen expliciete
zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten (r = -.233, p =
.006). Impliciete zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten bleken niet significant met
elkaar samen te hangen (r = .069, p = .401). Gezien het ontbreken
van een samenhang tussen impliciete zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten, werden er
geen verdere analyses uitgevoerd om na te gaan of de onderzochte relatie tussen deze
variabelen zou blijven bestaan als er gecontroleerd zou worden voor expliciete
zelfwaardering. Wel bleek er sprake van een significante positieve zwakke correlatie tussen
impliciete en expliciete zelfwaardering (r = .165, p =
.048).

Discussie

Het doel van deze studie was het onderzoeken van de relaties tussen expliciete
zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten, en tussen impliciete zelfwaardering en de
ernst van PTSS-klachten, waarbij er negatieve relaties verwacht werden tussen beide vormen
van zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten. In onze klinische populatie bleek de
gemiddelde score op de zelfwaarderingsschaal (M = 10.6, SD = 5.5) beduidend lager dan die in
niet-klinische steekproeven (bijvoorbeeld Franck et al., 2008: M = 20.9, SD = 4.4), wat laat
zien dat de expliciete zelfwaardering bij patiënten met PTSS inderdaad laag is. Conform onze
verwachting werd er een negatieve zwakke tot matige samenhang tussen expliciete
zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten gevonden. Hoe lager de zelfwaardering, des te
hoger het klachtenniveau. Dit komt overeen met cognitieve theorieën over PTSS (Ehlers &
Clark, 2000) en is in lijn met andere studies bij slachtoffers van interpersoonlijk trauma
(Levendosky et al., 2004; Muller & Lemieux, 2000; Reich et al., 2015).

In tegenstelling tot onze verwachting vonden wij geen samenhang tussen impliciete
zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten. Eerdere studies gaven aanleiding tot onderzoek
naar automatische zelfassociaties in een klinische populatie. Prestaties op een IAT waarmee
deze zelfassociaties gemeten werden bleken namelijk samen te hangen met de ernst van
PTSS-klachten (Engelhard et al., 2007; Lindgren et al., 2013). Het lage klachtenniveau in de
voorgaande studies blijkt echter een belangrijk verschil met onze populatie. In de studie
van bijvoorbeeld Engelhard en collega’s (2007) was de gemiddelde score op de
PTSS-klachtenschaal erg laag (M = 3.7, SD = 4.4), terwijl de gemiddelde score in onze studie
juist hoog bleek (M = 33.5, SD = 7.1). Mogelijk is de relatie tussen automatische negatieve
zelfassociaties (door ons geoperationaliseerd als impliciete zelfwaardering) en de ernst van
PTSS-klachten afwezig bij patiënten met een hoog klachtenniveau die allen voldoen aan de
criteria van PTSS.

Het ontbreken van een samenhang tussen impliciete zelfwaardering en de ernst van
PTSS-klachten is niet conform onze verwachting, maar het blijkt ook geen uitzondering te
zijn dat er tussen de ernst van psychische klachten (bijvoorbeeld sociale-angstklachten en
depressieve klachten) en impliciete zelfwaardering geen relatie wordt gevonden (zie
bijvoorbeeld Bos, Huijding, Muris, Vogel, & Biesheuvel, 2010; de Jong et al., 2012). Ook
zijn er studies die laten zien dat er zelfs een positieve bias in de impliciete
zelfwaardering kan zijn als er sprake is van sociale-angstklachten of van een depressieve
stoornis (de Jong, 2002; De Raedt, Schacht, Franck, & De Houwer, 2006).

Aangezien wij geen relatie hebben gevonden tussen impliciete zelfwaardering en de ernst
van PTSS-klachten, hebben we de derde hypothese niet kunnen toetsen, namelijk dat deze
relatie blijft bestaan als er gecorrigeerd wordt voor de invloed van expliciete
zelfwaardering. In onze studie vonden we slechts een zwakke relatie tussen expliciete en
impliciete zelfwaardering. Dit komt overeen met de veronderstelling dat expliciete en
impliciete zelfwaardering door verschillende onderliggende processen gevormd worden. Deze
bevinding is tevens in overeenstemming met meerdere studies die hoogstens matige correlaties
vinden tussen expliciete en impliciete zelfwaardering (onder andere Bosson, Swann, &
Pennebaker, 2000; Greenwald & Farnham, 2000; Zeigler-Hill, 2006).

De resultaten van onze studie lijken erop te wijzen dat er geen samenhang is tussen
impliciete zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten binnen een klinische populatie, maar
alternatieve verklaringen dienen overwogen te worden. Zowel onze studie als de in de
inleiding besproken studies betreffen onderzoek naar automatische zelfassociaties met de
IAT, waarbij positieve en negatieve woorden in de categorieën ‘ik’ of ‘ander’ geplaatst
moeten worden. Door het gebruik van deze categorieën kan het zijn dat twee personen dezelfde
IAT-score hebben, maar dat deze anders is opgebouwd. De ene persoon kan juist meer
positieve associaties over zichzelf en over anderen hebben, terwijl de
andere persoon juist meer negatieve associaties over zichzelf en over anderen
kan hebben (Karpinsky, 2004). Roefs en collega’s (2011) opperen de mogelijkheid dat mensen
met een psychische stoornis zowel meer negatieve zelfassociaties als meer negatieve
anderassociaties hebben dan gezonde mensen. De uiteindelijke IAT-scores kunnen dan gelijk
aan elkaar zijn. Het is zeker voorstelbaar dat dit kan gelden voor PTSS-patiënten, aangezien
deze groep zowel meer negatieve overtuigingen over zichzelf (‘Ik ben zwak’) als over anderen
(‘Niemand is te vertrouwen’) heeft dan mensen zonder PTSS (Foa, Ehlers, Clark, Tolin, &
Orsillo, 1999).

Sterke punten en beperkingen

Onze studie is crosssectioneel, waardoor we weliswaar een samenhang tussen expliciete
zelfwaardering en de ernst van PTSS-klachten konden vaststellen, maar we geen uitspraken
kunnen doen over de aard van deze relatie: is verlaagde zelfwaardering een oorzaak of een
gevolg van PTSS? Het beantwoorden van deze vraag zou om prospectief onderzoek vragen waarbij
metingen al plaatsvinden na het meemaken van de traumatische gebeurtenis en voor de
ontwikkeling van mogelijke PTSS-klachten. In een studie van Adams en Boscarino (2006) kwam
op deze wijze een lage expliciete zelfwaardering al als risicofactor voor de ontwikkeling van
PTSS naar voren. Aanvullend zou alleen prospectief onderzoek voorafgaand aan mogelijke
traumatische gebeurtenissen meer informatie kunnen geven over de invloed van zelfwaardering
op het hanteren van een traumatische gebeurtenis zelf.

Hoewel het gebrek aan een controlegroep met getraumatiseerde mensen zonder PTSS onze
conclusies beperkt, hebben wij wel een vrij grote sample van PTSS-patiënten met allen een
behandelvraag gericht op PTSS kunnen onderzoeken. Onderzoek naar automatische
zelfassociaties in samenhang met de ernst van PTSS-klachten bij deze specifieke doelgroep
was ons tot op heden niet bekend.

Wij hebben bewust gekozen voor het construct zelfwaardering en hebben daarmee niet
aangesloten bij eerdere studies naar de samenhang tussen andere vormen van automatische
zelfassociaties en PTSS-klachten. Een belangrijk voordeel van deze keuze is dat er een goed
gevalideerde expliciete tegenhanger (de RSES) bestaat van impliciete zelfwaardering zoals
gemeten met de IAT.

Klinische implicaties en slotconclusie

Wat betreft expliciete zelfwaardering komt uit onderzoek naar voren dat deze erg laag
kan zijn bij PTSS-patiënten. Dit is vaak inherent aan deze stoornis en behoeft
waarschijnlijk geen extra interventies anders dan reguliere traumagerichte PTSS-behandeling.
Meerdere studies hebben immers aangetoond dat expliciete negatieve zelfevaluaties afnemen
door exposurebehandeling, zonder dat de interventie expliciet gericht is op deze negatieve
cognities (Hagenaars, van Minnen, & de Rooij, 2010; Zalta et al., 2014). Echter, binnen
deze onderzoeken werden expliciete traumagerelateerde zelfcognities gemeten (middels de
Posttraumatic Cognitions Inventory (PTCI); Foa et al., 1999), terwijl expliciete
zelfwaardering nog niet als specifieke uitkomstmaat van PTSS-behandeling is onderzocht.
Toekomstig onderzoek zou zich op de vraag kunnen richten of expliciete zelfwaardering als
uitkomstmaat van PTSS-behandeling aanvullende waarde heeft boven op de verandering van deze
expliciete traumagerelateerde cognities.

Onderzoek naar impliciete zelfwaardering en andere automatische zelfassociaties is
populairder geworden door zorgen over zelfrapportage bij het vaststellen van
psychopathologie. Impliciete maten zoals de IAT doen geen beroep op introspectie en worden
geacht niet beïnvloed te worden door sociaal wenselijke antwoordtendensen. Ze zouden zicht
kunnen geven op mechanismen waar mensen geen bewuste toegang toe hebben. Dit kan de kennis
over psychopathologie vergroten en behandelingen verbeteren. Binnen klinische
PTSS-populaties is echter tot op heden van dit soort impliciete maten op het gebied van
zelfevaluaties nog geen meerwaarde aangetoond boven expliciete maten. De Jong en collega’s
(2012) suggereerden in hun studie naar expliciete en impliciete zelfwaardering bij
sociale-angst- en depressieve klachten in de vroege adolescentie al dat expliciete negatieve
zelfevaluaties belangrijker lijken te zijn dan impliciete negatieve zelfevaluaties. Onze
studie is in lijn met deze resultaten en geeft aanwijzingen dat bij PTSS-patiënten
expliciete zelfevaluaties een belangrijkere rol spelen dan impliciete.

Maar wat is nu de klinische relevantie van onze studie? De resultaten op het gebied van
impliciete zelfwaardering lijken geen aanleiding te geven tot het ontwikkelen van
bijvoorbeeld cognitieve bias modificatie (CBM; zie bijvoorbeeld Woud, Holmes, Postma,
Dalgleish, & Mackintosh, 2012) gericht op het verbeteren van impliciete zelfwaardering
als aanvullende interventie voor PTSS, al is meer onderzoek op dit terrein nodig. Onze
bevindingen op het gebied van expliciete zelfwaardering geven in eerste instantie ook geen
aanleiding tot het aanpassen van bestaande PTSS-behandelingen. Hoewel onderzoek hiernaar
ontbreekt, is het denkbaar dat, net als bij negatieve cognities, de symptomen van een
negatieve (expliciete) zelfwaardering afnemen als de PTSS-klachten verminderen. Als echter
na een succesvolle PTSS-behandeling een negatieve zelfwaardering overblijft, dan zouden
interventies gericht op het verbeteren van deze zelfwaardering zoals competitive
memory training (COMET; zie Staring et al., 2016) overwogen kunnen worden.